docPobierz - mikroekonomia.net
download 
Reklamacja Transkrypt
Pobierz - mikroekonomia.net
Ryszard Stefański ROZDZIAŁ 11 CZYNNIKI DETERMINUJĄCE DYNAMIKĘ POLSKIEGO EKSPORTU I IMPORTU 1. Wprowadzenie Handel międzynarodowy odgrywa coraz większą rolę w gospodarce światowej. Także w Polsce dynamika eksportu i importu jest znacznie wyższa niż tempo wzrostu gospodarczego. Do najważniejszych czynników wpływających na obroty handlowe danego kraju należą koniunktura krajowa i zagraniczna oraz kurs walutowy. Wpływ polityki handlowej systematycznie maleje wskutek stopniowej liberalizacji wymiany międzynarodowej1. Pewien wpływ na kształtowanie się eksportu i importu mogą mieć także bezpośrednie inwestycje zagraniczne. Celem artykułu jest empiryczna weryfikacja koncepcji teoretycznych wyjaśniających wpływ koniunktury gospodarczej oraz kursu walutowego na dynamikę polskiego eksportu i importu. Wpływ koniunktury gospodarczej na obroty handlowe wyjaśnia model sił przyciągania i odpychania oraz wypychania i tłumienia2. Poprawa zagranicznej sytuacji gospodarczej przyczynia się do wzrostu dynamiki eksportu oraz zmniejszenia tempa przyrostu importu. Podobny wpływ na obroty handlowe danego kraju wywiera pogorszenie się koniunktury krajowej. Na eksport danego kraju wpływa przede wszystkim sytuacja gospodarcza w krajach będących głównymi partnerami handlowymi. Kształtowanie importu jest zazwyczaj w większym stopniu uzależnione od koniunktury wewnętrznej danego kraju. Wartość eksportu i importu zależy w większym stopniu od poziomu kursu realnego niż nominalnego3. Efektem realnego osłabienia pieniądza krajowego jest ilościowy spadek importu i wzrost eksportu. W sytuacji, gdy wartość obrotów handlowych jest określana w walucie obcej, oznacza to wartościowy spadek importu oraz trudną do jednoznacznego określenia zmianę eksportu. Wzrost wartości eksportu wyrażonego w pieniądzu zagranicznym wystąpi dopiero wtedy, gdy efekt ilościowego przyrostu eksportu przewyższy efekt spadku cen zbytu wyrażonych w walucie obcej. W przypadku, gdy obroty handlowe są szacowane w pieniądzu krajowym wystąpi wzrost wartości eksportu i trudna do określenia zmiana importu4. Skutki realnej aprecjacji pieniądza krajowego są odwrotne od efektów deprecjacji. Wartość importu wyrażana w walucie obcej rośnie. Eksport maleje lub rośnie w zależności od tego, czy dominuje efekt ilościowy czy cenowy. Bezpośrednie inwestycje zagraniczne wpływają na kształtowanie się eksportu i importu zarówno w długim, jak i w krótkim okresie. Napływ inwestycji zagranicznych 1 B. Hoekman, M. M. Kostecki, Ekonomia światowego systemu handlu. WTO: zasady i mechanizmy negocjacji, Wydawnictwo AE we Wrocławiu, Wrocław 2002, s. 441-442. 2 M. Rekowski, Model kształtowania się dynamiki eksportu rozwiniętych krajów kapitalistycznych w cyklu koniunkturalnym, Wydawnictwo AE w Poznaniu, Poznań 1981, s. 7. 3 C. Hermann, Realer Wechselkurs und gesamtwirtschaftliche Entwicklung in Deutschland, Wirtschaftsdienst 1996, nr 9, s. 473. 4 Międzynarodowe stosunki gospodarcze, red. A. Budnikowski, E. Kawecka-Wyrzykowska, PWE, Warszawa 1998, s. 192-197. Czynniki determinujące dynamikę polskiego eksportu i importu 115 powoduje w pierwszej kolejności wzrost importu. Jest to spowodowane tym, że inwestorzy zagraniczni importują czynniki produkcji. Po rozpoczęciu działalności produkcyjnej następuje z kolei wzrost eksportu towarów. Odpływ kapitału przyczynia się do wzrostu eksportu towarów. Jest to spowodowane tym, że przedsiębiorstwa inwestujące za granicą wykorzystują czynniki produkcji pochodzące z kraju. Uruchomienie działalności za granicą może spowodować wzrost importu do kraju produktów wytwarzanych w filiach zagranicznych. W długim okresie napływ kapitału przyczynia się przede wszystkim do wzrostu eksportu a odpływ kapitału do wzrostu importu. Cło importowe wpływa na kształtowanie się importu oraz salda bilansu handlowego. Wzrost średniej stawki cła przyczynia się do spadku importu i odwrotnie. W ciągu ostatnich kilkunastu lat cło importowe w Polsce systematycznie się obniża. Wynika to z podpisanych porozumień międzynarodowych oraz przystąpienia do Unii Europejskiej. Zmienna jest jednakże dynamika obniżania się średniej stawki cła importowego. 2. Dane Zakres czasowy analiz obejmuje lata 1994-2004. Jest on podyktowany dostępnością porównywalnych danych statystycznych. W badaniach wykorzystano dane kwartalne. Dane dotyczące koniunktury gospodarczej, obrotów handlowych i inwestycji zagranicznych wyrażono w cenach stałych z 2000 r. Zakres przestrzenny obejmuje Polskę, 15 krajów należących do Unii Europejskiej przed jej rozszerzeniem oraz Rosję i Czechy. Wartość polskiego eksportu i importu oraz saldo bilansu handlowego wyrażono zarówno w dolarach, jak i w złotych. W analizie empirycznej uwzględniono następujące czynniki, które mogą potencjalnie wpływać na kształtowanie się polskich obrotów handlowych: • koniunktura krajowa, • koniunktura zagraniczna, • realny kurs walutowy, • inwestycje zagraniczne w Polsce, • polskie inwestycje za granicą, • średnia stawka cła importowego. Wskaźnikiem charakteryzującym koniunkturę krajową jest produkt krajowy brutto wyrażony w złotych. W celu zobrazowania kształtowania się koniunktury zagranicznej wykorzystano szacowany w dolarach szereg produktu krajowego brutto 15 krajów Unii Europejskiej sprzed jej rozszerzenia oraz Rosji i Czech. Dwa ostatnie kraje są największymi partnerami handlowymi Polski spoza europejskiej piętnastki. Na 17 wybranych krajów przypadało w badanym okresie ponad 70% polskiego eksportu i importu. W celu wyznaczenia jednego szeregu PKB dla Unii Europejskiej oraz Rosji i Czech wyznaczono średni ważony PKB, gdzie wagę stanowiły udziały w globalnych obrotach handlowych naszego kraju. Realny kurs walutowy wyznaczono w trzech wariantach. Pierwszy z nich jest to realny kurs złotego w stosunku do dolara. Wariant drugi jest to realny kurs złotego w stosunku do euro, a we wcześniejszym okresie, marki niemieckiej. W trzecim przypadku przyjęto realny kurs walutowy w stosunku do koszyka walut, w którym 45% stanowi dolar, a 55% euro. Jako wskaźnik poziomu cen we wszystkich analizowanych krajach przyjęto indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych (CPI). Wartość bezpośrednich inwestycji zagranicznych w Polsce oraz polskich inwestycji zagranicą wyrażono w dolarach w cenach stałych z 2000 r. Średnia stawka cła importowego została wyznaczona w następujący sposób: wartość wpływów celnych z danego kwartału została podzielona przez wartość importu w danym 116 Ryszard Stefański kwartale. Taki sposób liczenia uwzględnia nie tylko wysokość stawek celnych, ale także strukturę importu. Jest on zatem zbliżony do wyników, które można byłoby uzyskać przy wyznaczeniu średniej ważonej stawki cła importowego, gdzie wagi stanowią udziały poszczególnych grup towarowych w imporcie ogółem. Dane wykorzystane w analizie empirycznej pochodzą z Głównego Urzędu Statystycznego w Warszawie, Narodowego Banku Polskiego, OECD oraz Międzynarodowego Funduszu Walutowego. Kwartalne wartości polskiego PKB dla 1994 roku uzyskano z pracy Welfego i Kelma5. 3. Metodologia Wszystkie szeregi zmiennych zależnych i niezależnych zostały zamienione na cykle odchyleń od trendu obrazujące wahania danej zmiennej. Wyeliminowano w ten sposób długookresową tendencję rozwojową z badanych szeregów czasowych. Wszystkie zmienne oczyszczono sezonowo poprzez zastosowanie metody Cenzus II / X – 11. Zaletą tej metody jest to, że nie wymaga ona wstępnego szacunku funkcji trendu i pozwala w dużym stopniu wyeliminować z szeregów składniki przypadkowe. Do dalszych analiz wykorzystano postać krzywej Hendersona danej zmiennej, obrazującej łączne oddziaływanie trendu i zmian cyklicznych6. W kolejnym kroku wyodrębniono składnik cykliczny badanej zmiennej przy użyciu metody Hodricka - Prescotta7. Pozwoliło to na eliminację czynnika zakłócającego zależności pomiędzy badanymi zmiennymi, tj. czasu8. Filtr Hodricka - Prescotta jest traktowany przez niektórych autorów jako niedoskonały z uwagi na jego nieco „mechaniczną” naturę powodującą, iż przy jego użyciu udaje się wyodrębnić składnik cykliczny z danych, które takiego składnika z pewnością nie posiadają9. Mimo takich zastrzeżeń jest to powszechnie stosowana metoda wyodrębniania wahań cyklicznych. Po wyodrębnieniu trendu cyklicznego oszacowano metodą multiplikatywną odchylenia od niego otrzymując szeregi referencyjne wahań polskiego eksportu, importu i bilansu handlowego oraz czynników wpływających na ich kształtowanie. W kolejnym etapie badań wyznaczono współczynnik korelacji pomiędzy szeregami odchyleń od trendu polskiego eksportu, importu i bilansu handlowego oraz pozostałych zmiennych. Uwzględniono możliwość występowania przesunięć między badanymi zmiennymi do 8 kwartałów. Dłuższy okres wyprzedzenia szeregów czasowych danych niezależnych mógłby spowodować wystąpienie przypadkowych powiązań. Współczynnik korelacji informuje o występowaniu współzmienności, bądź jej braku w przypadku analizowanych szeregów. Jej istnienie może, choć nie musi świadczyć o występowaniu związku przyczynowo – skutkowego między analizowanymi zmiennymi. W celu określenia możliwości występowania związków przyczynowo-skutkowych posłużono się metodą testu przyczynowości Grangera. Koncepcja ta opiera się na założeniu, że przyszłość nie może być przyczyną przeszłości. Jest to przyczynowość jedynie w sensie Grangera. Oznacza to, że związku przyczynowo-skutkowego nie można odrzucić z określonym prawdopodobieństwem. Metoda ta zakłada wpływ zmiennej X na zmienną Y 5 A. Welfe, R. Kelm, Szacunek produktu krajowego brutto dla okresów kwartalnych, Wiadomości statystyczne 1995, nr 10, s. 4. 6 J. Jankiewicz, S. Kalinowski, M. Kruszka, Metodologia identyfikacji i prognozowania wahań koniunkturalnych, w: Wskaźniki wyprzedzające jako metoda prognozowania koniunktury w Polsce, red. M. Rekowski, Wydawnictwo AE, Poznań 2003, s. 98. 7 F. E. Kydland, E. C. Prescott, Business cycles: Real fact and a monetary myth, Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review 1990, nr 14, s. 3 – 18. 8 M. Sobczyk, Statystyka, PWN, Warszawa 2001, s. 278. 9 A. Jaeger, Mechanical Detrending by Hodrick – Prescott Filtering: A Note, Empirical Economics 1994, nr 19, s. 499. Czynniki determinujące dynamikę polskiego eksportu i importu 117 wtedy, gdy prognozy kształtowania się zmiennej Y wykorzystujące wartości zmiennej X są lepsze, niż w przypadku, gdy wartości zmiennej X nie są brane pod uwagę przy prognozowaniu zmiennej Y10. Wyniki testu przyczynowości Grangera informują także, jaki jest maksymalny okres wyprzedzenia jednego szeregu w stosunku do drugiego, przy którym może występować związek przyczynowo-skutkowy. Wskaźniki wyprzedające wyodrębnione poprzez analizę korelacji lub test przyczynowości Grangera wykorzystano do stworzenia modeli kształtowania się eksportu, importu i salda bilansu handlowego wyrażonych w dolarach i w złotych. W tym celu wykorzystano modele regresji. Dla ich wyznaczenia posłużono się metodą regresji krokowej. Regresja krokowa jest to najpowszechniej stosowana metoda doboru zmiennych objaśniających11. Na każdym etapie obliczeń dokonuje się rewizji oceny istotności każdej zmiennej. Minimalizuje to ryzyko pozostawienia poza modelem ważnej zmiennej lub utrzymania w nim zmiennej nieważnej. Na wejściu do analizy regresji krokowej ujęto wszystkie zmienne i wyprzedzenia wyodrębnione poprzez analizę korelacji oraz test przyczynowości Grangera. Kolejne iteracje pokazywały zmienne nieistotne ze statystycznego punktu widzenia, które były z modelu eliminowane. 4. Wyniki Analiza korelacji pozwoliła na wyodrębnienie licznych szeregów wykazujących istotną współzmienność z kształtowaniem się polskiego eksportu, importu oraz bilansu handlowego (tabela 1). Należą do nich przede wszystkim realny kurs walutowy oraz koniunktura polska i zagraniczna. Pozostałe szeregi, tzn. polskie inwestycje zagraniczne, inwestycje zagraniczne w Polsce oraz średnia stawka cła importowego cechuje mniejsza współzmienność z szeregami eksportu, importu oraz bilansu handlowego. Zależność między realnym kursem walutowym a obrotami handlowymi wyrażonymi w dolarach jest odwrotnie proporcjonalna. Wzrost realnego kursu walutowego przyczynia się do spadku dynamiki polskiego eksportu, importu oraz pogorszenia się salda bilansu handlowego i odwrotnie. W przypadku obrotów handlowych wyrażonych w złotych zaobserwowano odmienną sytuację – wzrost realnego kursu walutowego przyczynia się do wzrostu dynamiki eksportu, importu oraz do poprawy salda bilansu handlowego. Koniunktura w Polsce wykazuje istotną współzmienność z kształtowaniem się polskiego importu i to zarówno wyrażonego w dolarach, jak i w złotych. Wzrost PKB przyczynia się do wzrostu dynamiki importu. Wpływ koniunktury zagranicznej na polskie obroty handlowe jest zbliżony niezależnie od tego, czy są one szacowane w dolarach czy w złotych. Zależność pomiędzy badanymi zmiennymi jest odwrotnie proporcjonalna. Wzrost zagranicznego PKB przyczynia się do spadku dynamiki polskiego eksportu, importu oraz do pogorszenia się bilansu handlowego. Wpływ zagranicznej koniunktury na kształtowanie się polskiego eksportu jest dosyć zaskakujący, jest on sprzeczny z oczekiwaniami wynikającymi z modelu teoretycznego sił przyciągania i odpychania. Pewnym wyjaśnieniem może być stosunkowo długi okres wyprzedzenia pomiędzy zmianami zagranicznego PKB a wahaniami polskiego eksportu wynoszący 5 kwartałów. Podobnie zaskakujący wydaje się wpływ zagranicznej koniunktury na kształtowanie się polskiego bilansu handlowego. Wzrost zagranicznego PKB wyprzedza o 3 do 4 kwartałów spadek polskiego eksportu netto. 10 C. W. J. Granger, Investigating Casual Relations by Econometric Models and Cross-spectral Methods, Econometrica 1969, nr 37, s. 424-438. 11 A. D. Aczel, Statystyka w zarządzaniu, PWN, Warszawa 2000, s. 608. 118 Ryszard Stefański Tabela1 Czynniki determinujące wartość polskich obrotów handlowych, wyodrębnione na podstawie analizy korelacji Czynnik Wyprzedzenie (kwartały) Eksport w dolarach PKB w Polsce 6 PKB zagraniczny 5 Realny kurs dolara 0 Realny kurs euro 0 Realny kurs koszyka walut 0 Eksport w złotych PKB zagraniczny 5 Realny kurs euro 2 Realny kurs koszyka walut 3 Polskie inwestycje za granicą 7 Import w dolarach PKB w Polsce 0 PKB zagraniczny 4 Realny kurs dolara 6 Realny kurs euro 7 Realny kurs koszyka walut 0 Cło importowe 0 Import w złotych PKB w Polsce 0 PKB zagraniczny 5 Realny kurs dolara 0 Realny kurs euro 0 Inwestycje zagraniczne w Polsce 0 Polskie inwestycje za granicą 7 Cło importowe 0 Bilans handlowy w dolarach PKB zagraniczny 3 Realny kurs dolara 5 Realny kurs euro 6 Inwestycje zagraniczne w Polsce 5 Bilans handlowy w złotych PKB zagraniczny 4 Realny kurs dolara 0 Realny kurs euro 0 Inwestycje zagraniczne w Polsce 0 Współczynnik korelacji -0,384 -0,433 -0,577 -0,322 -0,378 -0,701 0,537 0,386 0,433 0,535 -0,619 -0,561 -0,344 -0,442 -0,442 0,751 -0,796 0,497 0,609 0,454 0,412 -0,367 -0,595 -0,740 -0,529 -0,401 -0,488 0,652 0,707 0,690 Źródło: opracowanie własne na podstawie: OECD Statistical Compendium, DSI Internet Data Shop, International Financial Statistics, IMF, Washington, Biuletyn informacyjny NBP i Biuletyn statystyczny GUS. Test przyczynowości Grangera także pozwolił na wyodrębnienie stosunkowo licznych szeregów, które mogą determinować kształtowanie się polskich obrotów handlowych (tabela 2.). Należą do nich przede wszystkim realny kurs walutowy oraz koniunktura krajowa i Czynniki determinujące dynamikę polskiego eksportu i importu 119 Tabela 2 Czynniki determinujące wartość polskich obrotów handlowych, wyodrębnione na podstawie testu przyczynowości Grangera Czynnik Maksymalne wyprzedzenie (kwartały) Eksport w dolarach PKB w Polsce 6 PKB zagraniczny 5 Realny kurs dolara 6 Realny kurs koszyka walut 2 Polskie inwestycje za granicą 5 Eksport w złotych PKB zagraniczny 5 Realny kurs dolara 5 Realny kurs euro 5 Realny kurs koszyka walut 1 Import w dolarach PKB w Polsce 6 PKB zagraniczny 4 Realny kurs dolara 6 Realny kurs euro 6 Realny kurs koszyka walut 2 Cło importowe 2 Import w złotych PKB zagraniczny 6 Realny kurs dolara 5 Realny kurs euro 5 Realny kurs koszyka walut 6 Inwestycje zagraniczne w Polsce 2 Cło importowe 6 Bilans handlowy w dolarach PKB zagraniczny 6 Realny kurs dolara 5 Realny kurs euro 5 Realny kurs koszyka walut 3 Inwestycje zagraniczne w Polsce 3 Cło importowe 3 Bilans handlowy w złotych PKB zagraniczny 4 Realny kurs dolara 3 Realny kurs euro 5 Realny kurs koszyka walut 3 Polskie inwestycje za granicą 3 Inwestycje zagraniczne w Polsce 1 Cło importowe 3 Źródło: opracowanie własne na podstawie: OECD Statistical Compendium, DSI Internet Data Shop, International Financial Statistics, IMF, Washington, Biuletyn informacyjny NBP i Biuletyn statystyczny GUS. 120 Ryszard Stefański zagraniczna. W przypadku importu oraz bilansu handlowego test przyczynowości wskazał także na potencjalny wpływ cła importowego. Prawdopodobieństwo występowania związku przyczynowo-skutkowego między inwestycjami zagranicznymi w Polsce oraz polskimi inwestycjami zagranicą a eksportem, importem i saldem bilansu handlowego jest znacznie mniejsze. Wyodrębnione szeregi odchyleń od trendu, które potencjalnie mogą wpływać na kształtowanie się polskiego eksportu zostały wykorzystane do oszacowania równań regresji. W przypadku szacowania obrotów w dolarach w modelu znalazły się dwie zmienne: realny kurs dolara oraz zagraniczny PKB. Jest on dobrze dopasowany do danych rzeczywistych (wykres 1.). Skorygowany współczynnik determinacji (R^2) wynosi 0,81. Oznacza to, że model wyjaśnia kształtowanie się eksportu w 81%. Zmienne znajdujące się poza równaniem regresji odpowiadają za zmiany wartości eksportu w 19%. Wyznaczony model przyjął postać: yt = −1,57 * x1t − 0,46 * x1t − 4 + 4,54 * x2t − 9,61* x2t −5 + 809,23 gdzie: y – wahania polskiego eksportu w dolarach, x1 – realny kurs dolara, x2- zagraniczny PKB. Wzrost realnego kursu walutowego przyczynia się do spadku polskiego eksportu i odwrotnie. Oznacza to, że efekt cenowy deprecjacji złotego przewyższa w tym przypadku ilościowy. Wpływ ten ujawnia się w bieżącym kwartale oraz z wyprzedzeniem 4 okresów. Wzrost realnego kursu walutowego o 1% powoduje spadek wartości eksportu o 2,03%. Poprawa zagranicznej koniunktury przyczynia się do wzrostu dynamiki polskiego eksportu w bieżącym kwartale i odwrotnie. Jest to zgodne z oczekiwaniami sformułowanymi na podstawie modelu sił przyciągania i odpychania. Po pięciu okresach zależność ta przyjmuje jednakże odwrotny kierunek. Wzrost zagranicznego PKB wyprzedza o 5 kwartałów spadek dynamiki polskiego eksportu. Zmniejszenie się zagranicznego PKB o 1% przyczynia się do wzrostu polskiego eksportu o 5,07%. Model charakteryzujący kształtowanie się dynamiki polskiego eksportu w złotych zawiera dwie zmienne: zagraniczny PKB oraz realny kurs koszyka walut. Jest on nieco gorzej dopasowany. Skorygowany współczynnik determinacji (R^2) wynosi 0,71. Uzyskane równanie regresji ma postać: yt = 3,04 * x1t − 6,87 * x1t −5 + 0,28 * x2t −3 + 454,50 gdzie: y – wahania polskiego eksportu w złotych, x1 – zagraniczny PKB, x2 - realny kurs koszyka walut. Poprawa zagranicznej koniunktury, podobnie jak w przypadku obrotów szacowanych w dolarach, przyczynia się do wzrostu wartości polskiego eksportu w bieżącym okresie. Po upływie 5 kwartałów zależność ta jest jednakże odwrotnie proporcjonalna. Wzrost realnego kursu walutowego powoduje zwiększenie dynamiki polskiego eksportu wyrażonego w złotych. Jest to zgodne z teoretycznymi modelami kursu walutowego. 121 Czynniki determinujące dynamikę polskiego eksportu i importu 120 110 100 90 Dane rzeczywiste Model 2004 2004 III IV 2003 II 2003 I 2003 2003 III IV 2002 II 2002 I 2002 2002 III IV 2001 II 2001 I 2001 2001 III IV 2000 II 2000 I 2000 2000 III IV 1999 II 1999 I 1999 1999 III IV 1998 II 1998 I 1998 1998 III IV 1997 II 1997 I 1997 1997 III IV 1996 II 1996 I 1996 1996 1995 III IV 1995 II 1995 1995 80 I II III Wykres 1. Wahania polskiego eksportu w dolarach w latach 1995-2004 - dane rzeczywiste i oszacowane na podstawie modelu regresji Źródło: opracowanie własne na podstawie: OECD Statistical Compendium, DSI Internet Data Shop, International Financial Statistics, IMF, Washington, Biuletyn informacyjny NBP i Biuletyn statystyczny GUS. Równanie regresji wyjaśniające kształtowanie się dynamiki polskiego importu w dolarach zawiera dwie zmienne: polski PKB oraz realny kurs dolara. Jest on dość dobrze dopasowany do danych rzeczywistych (wykres 2.). Skorygowany współczynnik determinacji (R^2) wynosi 0,79. Model przyjął następującą postać: yt = −0,87 * x1t − 0,92 * x1t −5 + 3,57 * x2t −1 − 77,54 gdzie: y – wahania importu w dolarach, x1 – realny kurs dolara, x2- polski PKB. Zgodnie z oczekiwaniami wzrost realnego kursu dolara przyczynia się do spadku dynamiki polskiego importu i odwrotnie. Wpływ ten jest rozłożony w czasie i ujawnia się w okresie bieżącym oraz z opóźnieniem 5 kwartałów. Poprawa koniunktury krajowej przyczynia się do zwiększenia dynamiki polskiego importu i odwrotnie. Jest to zgodne z modelem sił wypychania i tłumienia. Import zmienia się z opóźnieniem 1 kwartału w stosunku do wahań polskiego PKB. Te same zmienne znalazły się w modelu wyjaśniającym kształtowanie się polskiego importu w złotych. Równanie regresji jest nieco lepiej dopasowane do danych rzeczywistych. Skorygowany współczynnik determinacji (R^2) wynosi 0,82. Model przyjął postać: yt = 4,00 * x1t − 0,53 * x2t −5 − 246,77 gdzie: 122 Ryszard Stefański y – wahania polskiego importu w złotych, x1 – polski PKB, x2- realny kurs dolara. Zmiany realnego kursu dolara wyprzedzają o 5 kwartałów wahania importu. Poprawa koniunktury krajowej przyczynia się do wzrostu wartości importu w tym samym okresie. Wzrost realnego kursu walutowego o 1% powoduje spadek dynamiki polskiego importu o 1,79% (w dolarach) lub 0,53% (w złotych). Zwiększenie się PKB o 1% powoduje wzrost wartości importu o 3,57% (w dolarach) lub 4% (w złotych). Amplituda wahań obrotów handlowych jest zatem, zgodnie z oczekiwaniami, większa niż PKB. 120 110 100 90 Dane rzeczywiste Model 2004 2004 III IV 2003 II 2003 I 2003 2003 III IV 2002 II 2002 I 2002 2002 III IV 2001 II 2001 I 2001 2001 III IV 2000 II 2000 I 2000 2000 III IV 1999 II 1999 I 1999 1999 III IV 1998 II 1998 I 1998 1998 III IV 1997 II 1997 I 1997 1997 III IV 1996 II 1996 I 1996 1996 1995 III IV 1995 II 1995 1995 80 I II III Wykres 2. Wahania polskiego importu w dolarach w latach 1995-2004 - dane rzeczywiste i oszacowane na podstawie modelu regresji Źródło: opracowanie własne na podstawie: OECD Statistical Compendium, DSI Internet Data Shop, International Financial Statistics, IMF, Washington, Biuletyn informacyjny NBP i Biuletyn statystyczny GUS. Wyodrębnione szeregi danych mogące potencjalnie wpływać na kształtowanie się eksportu netto w Polsce zostały wykorzystane do wyznaczenia modeli regresji. Równanie, w którym zmienną zależną jest saldo bilansu handlowego szacowane w dolarach zawiera dwie zmienne: realny kurs dolara oraz koniunkturę zagraniczną. Model jest dobrze dopasowany do danych rzeczywistych (wykres 3.). Skorygowany współczynnik determinacji (R^2) wynosi 0,86. Równanie przyjęło postać: yt = −1,73 * x1t −5 − 6,70 * x2t − 6 + 944,13 gdzie: y – wahania salda bilansu handlowego w dolarach, x1 – realny kurs dolara, x2- zagraniczny PKB. 123 Czynniki determinujące dynamikę polskiego eksportu i importu Realna deprecjacja przyczynia się do pogorszenia salda bilansu handlowego i odwrotnie. Opóźnienie zmian eksportu netto wynosi 5 kwartałów w stosunku do zmian kursu walutowego. Wzrost realnego kursu dolara o 1% powoduje spadek eksportu netto o 1,73%. Poprawa zagranicznej koniunktury wyprzedza o 6 kwartałów spadek polskiego salda bilansu handlowego. Jest to dość zaskakująca zależność, sprzeczna z oczekiwaniami formułowanymi na podstawie modelu sił przyciągania i odpychania oraz wypychania i tłumienia. Spadek zagranicznego PKB o 1% przyczynia się do poprawy salda bilansu handlowego w Polsce o 6,7%. Model regresji wyjaśniający kształtowanie się polskiego eksportu netto wyrażonego w złotych jest znacznie słabiej dopasowany niż w przypadku obrotów szacowanych w dolarach. Skorygowany współczynnik determinacji (R^2) wynosi 0,51. Wyjaśnia on kształtowanie się salda bilansu handlowego jedynie w 51%. Zawiera on tylko jedną zmienną: realny kurs euro. Wyznaczone równanie regresji przyjęło postać: yt = 1,22 * x1t −1 − 20,94 gdzie: y – wahania salda bilansu handlowego w złotych, x1 – realny kurs euro. Realna deprecjacja złotego przyczynia się do poprawy salda bilansu handlowego wyrażonego w złotych i odwrotnie. Zmiany kursu walutowego wyprzedzają wahania salda bilansu handlowego w Polsce o 1 kwartał. 130 120 110 100 90 80 Dane rzeczywiste Model 2004 2004 III IV 2003 II 2003 I 2003 2003 III IV 2002 II 2002 I 2002 2002 III IV 2001 II 2001 I 2001 2001 III IV 2000 II 2000 I 2000 2000 III IV 1999 II 1999 I 1999 1999 III IV 1998 II 1998 I 1998 1998 III IV 1997 II 1997 I 1997 1997 III IV 1996 II 1996 I 1996 1996 III IV 1995 1995 1995 70 I II III Wykres 3. Wahania salda bilansu handlowego w dolarach w latach 1995-2004 - dane rzeczywiste i oszacowane na podstawie modelu regresji Źródło: opracowanie własne na podstawie: OECD Statistical Compendium, DSI Internet Data Shop, International Financial Statistics, IMF, Washington, Biuletyn informacyjny NBP i Biuletyn statystyczny GUS. 124 Ryszard Stefański 5. Podsumowanie Do najważniejszych czynników determinujących polskie obroty handlowe należą: realny kurs walutowy oraz koniunktura krajowa i zagraniczna. Pozostałe czynniki nie zostały uwzględnione w wyznaczonych modelach regresji. Realna deprecjacja przyczynia się do spadku wartości eksportu, importu oraz salda bilansu handlowego wyrażonego w dolarach i odwrotnie. Zmiany kursu wyprzedzają o 4 do 6 kwartałów wahania obrotów handlowych. Realna deprecjacja wpływa na wzrost eksportu i poprawę salda bilansu handlowego wyrażonego w złotych oraz na spadek dynamiki polskiego importu i odwrotnie. Zmiany kursu wyprzedzają o 1 do 5 kwartałów fluktuacje obrotów handlowych. Koniunktura krajowa wpływa, w świetle przeprowadzonych badań, jedynie na kształtowanie się polskiego importu. Wzrost polskiego PKB przyczynia się do zwiększenia dynamiki importu i odwrotnie. Zależność ta obowiązuje zarówno w przypadku wartości obrotów wyrażonej w dolarach, jak i w złotych. Koniunktura krajowa wpływa na import w tym samym okresie lub z opóźnieniem 1 kwartału. Koniunktura zagraniczna wpływa na kształtowanie się wartości eksportu wyrażonego w dolarach i w złotych oraz na saldo bilansu handlowego szacowanego w walucie obcej. Poprawie zagranicznej koniunktury towarzyszy zwiększenie dynamiki polskiego eksportu w tym samym okresie i odwrotnie. Wzrost zagranicznego PKB wyprzedza jednakże o 5 kwartałów spadek tempa przyrostu eksportu. Zależności te można zaobserwować zarówno w przypadku obrotów liczonych w dolarach, jak i w złotych. Poprawa zagranicznej koniunktury wyprzedza o 6 kwartałów pogorszenie się salda polskiego bilansu handlowego wyrażonego w dolarach. SPIS LITERATURY: 1. Aczel A. D., Statystyka w zarządzaniu, PWN, Warszawa 2000 2. Granger C. W. J., Investigating Casual Relations by Econometric Models and Crossspectral Methods, Econometrica, 1969 nr 37 3. Hermann C., Realer Wechselkurs und gesamtwirschaftliche Entwicklung in Deutschland, Wirtschaftsdienst, 1996 nr 9 4. Hoekman B., Kostecki M. M., Ekonomia światowego systemu handlu. WTO: zasady i mechanizmy negocjacji, Wydawnictwo AE we Wrocławiu, Wrocław 2002 5. Jankiewicz J., Kalinowski S., Kruszka M., Metodologia identyfikacji i prognozowania wahań koniunkturalnych, w: Wskaźniki wyprzedzające jako metoda prognozowania koniunktury w Polsce, red. M. Rekowski, Wydawnictwo AE w Poznaniu, Poznań 2003 6. Jaeger A., Mechanical Detrending by Hodrick – Prescott Filtering: A Note, Empirical Economics, 1994 nr 19 7. Kydland F. E., Prescott E. C., Business cycles: Real fact and a monetary myth, Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, 1990 nr 14 8. Międzynarodowe stosunki gospodarcze, red. A. Budnikowski, E. KaweckaWyrzykowska, PWE, Warszawa 1998 9. Rekowski M., Model kształtowania się dynamiki eksportu rozwiniętych krajów kapitalistycznych w cyklu koniunkturalnym, Wydawnictwo AE w Poznaniu, Poznań 1981 10. Sobczyk M., Statystyka, PWN, Warszawa 2001 11. Welfe A., Kelm R., Szacunek produktu krajowego brutto dla okresów kwartalnych, Wiadomości statystyczne, 1995 nr 10
