Integracja handlowa absynchronizacja cykli koniunkturalnych Polski

Studia i Materiaïy, 2014 (17): 62– 73
ISSN 1733-9758, © Wydziaï ZarzÈdzania UW
DOI 10.7172/1733-9758.2014.17.6
Integracja handlowa absynchronizacja
cykli koniunkturalnych Polski ibUnii Europejskiej
Piotr Misztal*
Analiza stopnia synchronizacji wahañ koniunkturalnych gospodarek staïa siÚ wspóïczeĂnie
kluczowÈ kwestiÈ wb dyskusji na temat procesów integracji gospodarczej krajów. Szczególne
zainteresowania ekonomistów zwiÈzane sÈ zbkwestiÈ analizy wystÚpowania procesów konwergencji (zbieĝnoĂci) oraz dywergencji (rozbieĝnoĂci) cykli koniunkturalnych wbUnii Europejskiej.
Jednym zbczynników determinujÈcych zbieĝnoĂÊ cykli koniunkturalnych gospodarek jest intensywnoĂÊ oraz struktura wymiany handlowej krajów. Celem niniejszego opracowania jest analiza
oddziaïywania handlu miÚdzynarodowego na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych Polski
ibUnii Europejskiej wbokresie 1995–2011. W pracy wykorzystano metodÚ badawczÈ opartÈ na
studiach literaturowych zbzakresu makroekonomii ibfinansów miÚdzynarodowych oraz metody
ekonometryczne (modele wektorowej autoregresji – Vector Autoregression Model). Wyniki
przeprowadzonych badañ empirycznych wskazujÈ, ĝe wzrost obrotów handlowych niekoniecznie
prowadzi do zwiÚkszenia synchronizacji cykli koniunkturalnych analizowanych gospodarek.
Wpïyw wzrostu handlu krajów na synchronizacjÚ ich cykli koniunkturalnych zaleĝy nie tylko od
intensywnoĂci wymiany handlowej, lecz takĝe od struktury obrotów handlowych.
Sïowa kluczowe: cykl koniunkturalny, integracja gospodarcza, handel zagraniczny.
Nadesïany: 15.06.2014 | Zaakceptowany do druku: 05.09.2014
Trade integration and business cycles synchronization of Poland
and the European Union
Analysis of the synchronization of economic fluctuations has become nowadays abkey issue in
the debate on the process of economic integration. Special interest of economists are related
to the issue of the analysis of convergence and divergence processes of business cycles in the
European Union. One of the factors determining the convergence of business cycles of economies is the intensity and structure of foreign trade. The purpose of this paper is to analyze the
impact of international trade on the synchronization of business cycles between Poland and the
European Union in the period 1995-2011. In the study were used abresearch methods based
on literature studies in macroeconomics and international finance and econometric methods
(Vector Autoregression Model). The results of empirical studies indicate that the increase in trade
does not necessarily lead to increase of business cycles synchronization in analyzed economies.
The impact of external trade on the business cycles synchronization depends not only on the
intensity of trade, but mainly on the commodity structure of foreign trade.
Keywords: business cycle, economic integration, foreign trade.
Submitted: 15.06.2014 | Accepted: 05.09.2014
JEL: E32, F15, P33.
*
Prof. UJK, dr hab. Piotr Misztal – Uniwersytet Jana Kochanowskiego wbKielcach, Wydziaï ZarzÈdzania
ibAdministracji.
Adres do korespondencji: Uniwersytet Jana Kochanowskiego wb Kielcach, ul. ¿eromskiego 5,
25-369bKielce; e-mail: [email protected].
1. Wprowadzenie
Analiza stopnia synchronizacji wahañ
koniunkturalnych gospodarek, czyli korelacji cyklicznego komponentu produktu
krajowego brutto (PKB) staïa siÚ wspóïczeĂnie kluczowÈ kwestiÈ wbdyskusji na temat
procesów integracji gospodarczej krajów.
Szczególne zainteresowania ekonomistów
zwiÈzane sÈ zbkwestiÈ analizy wystÚpowania
procesów konwergencji (zbieĝnoĂci) oraz
dywergencji (rozbieĝnoĂci) cykli koniunkturalnych wb Unii Europejskiej, wb tym
wb szczególnoĂci wb strefie euro. StÈd pojawia siÚ pytanie: czy cykle koniunkturalne
wbUnii Europejskiej stajÈ siÚ wbcoraz wiÚkszym, czy coraz mniejszym stopniu zsynchronizowane wb czasie? JeĂli rzeczywiĂcie
wystÚpuje proces dywergencji gospodarczej
to prowadzenie wspólnej polityki gospodarczej, np. polityki pieniÚĝnej, moĝe nie byÊ
jednakowo efektywne zb punktu widzenia
pojedynczych krajów lub regionów Unii
Europejskiej.
Jednym zb czynników determinujÈcych
zbieĝnoĂÊ cykli koniunkturalnych gospodarek jest intensywnoĂÊ oraz struktura
wymiany handlowej krajów. Jednakĝe
wbĂwietle istniejÈcej teorii ekonomii wpïyw
wymiany handlowej dwóch krajów na synchronizacjÚ ich cykli koniunkturalnych
nie jest jednoznaczny. Kenen (1969) jako
pierwszy sugerowaï, ĝe stosunkowo wysoko
zdywersyfikowane gospodarki, majÈce duĝy
udziaï handlu wewnÈtrzgaïÚziowego (IntraIndustry Trade) wb ich caïkowitej wymianie
handlowej, stosunkowo rzadziej doĂwiadczajÈ szoków asymetrycznych. Przeciwnie
uwaĝaï Krugman (1991), który twierdziï, ĝe
podatnoĂÊ kraju na wystÚpowanie szoków
asymetrycznych zwiÚksza siÚ wraz ze wzrostem stopnia integracji gospodarek, prowadzÈcej do wzrostu ich specjalizacji (rys. 1).
Te dwa przeciwstawne poglÈdy dotyczÈce
wpïywu ĂciĂlejszej integracji handlowej krajów na ich specjalizacjÚ ib zbieĝnoĂÊ cykli
koniunkturalnych sÈ znane jako poglÈdy
odpowiednio Komisji Europejskiej oraz
Krugmana.
2. Istota ibgïówne determinanty
synchronizacji cykli
koniunkturalnych
Stopieñ synchronizacji cykli koniunkturalnych dwóch krajów lub regionów
definiuje siÚ jako zbieĝnoĂÊ stóp wzrostu
gospodarczego wb czasie przejawiajÈcÈ siÚ
korelacjÈ cyklicznego komponentu realnego PKB. Stopieñ synchronizacji cykli
koniunkturalnych zdeterminowany jest
wieloma czynnikami ob charakterze endogenicznym. Do najwaĝniejszych czynników
endogenicznych zalicza siÚ przy tym intensywnoĂÊ wymiany handlowej, stopieñ podobieñstwa struktur gospodarczych, stopieñ
podobieñstwa polityki pieniÚĝnej ibfiskalnej
oraz stopieñ integracji finansowej.
Zgodnie zb ujÚciem teoretycznym moĝe
wystÚpowaÊ dwukierunkowy wpïyw integracji handlowej na korelacjÚ cykli koniunkturalnych. Z jednej strony, gdy dominujÈcym czynnikiem zmian koniunkturalnych
wb kraju jest kanaï popytowy, wówczas
wzrost stopnia integracji handlowej krajów
moĝe przyczyniÊ siÚ do zwiÚkszenia stopnia
Rysunek 1. Wpïyw integracji handlowej na dywergencjÚ cykli koniunkturalnych wbĂwietle poglÈdów
Krugmana ibKomisji Europejskiej
Dywergencja
podejście
Krugmana
podejście
Komisji
Europejskiej
Integracja handlowa
½ródïo: Grigoli (2011).
Wydziaï ZarzÈdzania UW
DOI 10.7172/1733-9758.2014.17.6
63
korelacji cykli koniunkturalnych krajów.
Zbdrugiej zaĂ – gdy dominujÈcÈ siïÈ oddziaïujÈcÈ na cykl koniunkturalny sÈ czynniki
zwiÈzane zb danÈ gaïÚziÈ przemysïu, wówczas wzrost obrotów handlowych miÚdzy
krajami moĝe doprowadziÊ do zmniejszenia stopnia korelacji cykli koniunkturalnych
lub do jego zwiÚkszenia wb zaleĝnoĂci od
znaczenia wymiany wewnÈtrz- lub miÚdzygaïÚziowej.
Jeĝeli wb obrotach handlowych krajów
dominuje handel miÚdzygaïÚziowy, to
wzrost specjalizacji wb róĝnych gaïÚziach
przemysïu sprawia, ĝe oddziaïywanie integracji handlowej na synchronizacjÚ cykli
koniunkturalnych jest negatywne. JeĂli
zb kolei wb obrotach handlowych krajów
dominuje wymiana wewnÈtrzgaïÚziowa, to
struktura towarowa handlu analizowanych
krajów jest zbliĝona, co moĝe powodowaÊ
pozytywny wpïyw integracji handlowej na
synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych
(rys.b2).
ReasumujÈc, caïkowity wpïyw wzrostu
intensywnoĂci handlu miÚdzynarodowego
na korelacjÚ cykli koniunkturalnych jest
niejednoznaczny ib zaleĝy od poziomu rozwoju gospodarczego analizowanych krajów.
Zdaniem Imbs (2004) stopieñ podobieñstwa struktur gospodarczych (przemysïowych) oraz stopieñ specjalizacji wpïywajÈ
na stopieñ synchronizacji cykli koniunkturalnych skoro szoki ekonomiczne dotyczÈce
danej dziedziny przemysïu powodujÈ wiÚk-
szy wzrost synchronizacji cykli koniunkturalnych wbkrajach obzbliĝonych strukturach
produkcji niĝ wb gospodarkach ob asymetrycznych strukturach produkcji.
Wedïug De Haan, Inklaar, Jong-a-Pin
(2008), jeĂli cykle koniunkturalne wbkrajach
tworzÈcych uniÚ monetarnÈ nie sÈ wystarczajÈco zbieĝne, prowadzenie wspólnej
polityki pieniÚĝnej moĝe nie byÊ optymalne
dla wszystkich zainteresowanych krajów.
3. Wyniki wybranych analiz
empirycznych dotyczÈcych
synchronizacji cykli
koniunkturalnych
W najnowszej literaturze ekonomicznej dotyczÈcej handlu miÚdzynarodowego
gïówny nacisk kïadzie siÚ na problematykÚ
wpïywu integracji handlowej krajów na
synchronizacjÚ ich cykli koniunkturalnych
(Akin, 2006).
Badania empiryczne zwiÈzane zbtÈ problematykÈ opierajÈ siÚ na dwóch alternatywnych podejĂciach. Pierwsza grupa badañ
empirycznych koncentruje siÚ na analizie
stopnia synchronizacji cykli koniunkturalnych wbczasie, wbwybranych krajach lub grupach krajów, natomiast druga grupa badañ
dotyczy analizy najwaĝniejszych czynników
determinujÈcych stopieñ synchronizacji
cykli koniunkturalnych wb róĝnych gospodarkach.
Rysunek 2. Kanaïy wpïywu intensywnoĂci handlu miÚdzynarodowego na synchronizacjÚ cykli
koniunkturalnych
Frankel, Rose (1998)
szoki popytowe
handel wewnątrzgałęziowy
dodatni wpływ
wzrost wzajemnej
wymiany handlowej
synchronizacja cykli
koniunkturalnych
szoki branżowe
ujemny wpływ
handel międzygałęziowy
Kenen (1969), Krugman (1993)
½ródïo: Rana, Cheng, Chia (2011).
64
Studia i Materiaïy 2014 (17)
Frankel ib Rose (1998) wykazali wystÚpowanie istotnego ib pozytywnego zwiÈzku
miÚdzy intensywnoĂciÈ handlu miÚdzynarodowego oraz korelacjÈ cykli koniunkturalnych wb krajach czïonkowskich Organizacji Wspóïpracy Gospodarczej ibRozwoju
(OECD) wb okresie 1959–1993. Jednakĝe
Kenen (2000) twierdzi, ĝe wyniki badañ
empirycznych przeprowadzonych przez
Frankel ibRose (1998) naleĝy interpretowaÊ
ostroĝnie, poniewaĝ wysoka korelacja produkcji wbdwóch krajach prowadzi do zwiÚkszenia intensywnoĂci powiÈzañ handlowych
miÚdzy tymi krajami, ale nie musi to oznaczaÊ ograniczenia wystÚpowania szoków
asymetrycznych wbtych gospodarkach.
De Haan, Inklaar oraz Jong-A-Pin
(2005), analizujÈc zwiÈzek miÚdzy intensywnoĂciÈ handlu miÚdzynarodowego ibsynchronizacjÈ cyklu koniunkturalnego dla 21
krajów czïonkowskich OECD wb okresie
1970–2003, potwierdzili dodatni wpïyw
intensywnoĂci handlu miÚdzynarodowego
na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych,
ale efekt ten okazaï siÚ znacznie mniejszy niĝ sugerowany przez Frankel ib Rose
(1998).
Wyniki przeprowadzonych badañ empirycznych ujawniïy, ĝe integracja handlowa
byïa gïównym czynnikiem synchronizacji
cykli koniunkturalnych wb krajach islamskich, zwïaszcza wb okresie 1990–2005.
Ponadto, podobieñstwa polityki fiskalnej
ib monetarnej, jak równieĝ zbliĝone struktury ekonomiczne krajów miaïy istotny
ibpozytywny wpïyw na synchronizacjÚ cykli
koniunkturalnych (Karimi ibPirasteh, 2009).
Calderón, Chong ibStein (2002) analizowali wpïyw intensywnoĂci handlu zagranicznego na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych wb 147 krajach wb okresie 1960–1999.
Wyniki przeprowadzonych badañ wskazywaïy, ĝe kraje obwyĝszej intensywnoĂci dwustronnej wymiany handlowej charakteryzowaïy siÚ wiÚkszym stopniem synchronizacji
cykli koniunkturalnych, abwpïyw integracji
handlowej na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych byï wiÚkszy wb krajach wysoko
rozwiniÚtych gospodarczo niĝ wb krajach
rozwijajÈcych siÚ. Co wiÚcej, wpïyw intensywnoĂci wymiany handlowej na korelacjÚ
cykli koniunkturalnych byï tym mniejszy,
im wiÚkszy byï stopieñ asymetrii struktury
produkcji miÚdzy badanymi krajami.
Z kolei, wyniki analiz empirycznych przeprowadzonych przez Shin ib Wang (2003)
dla dwunastu krajów Azji Wschodniej ujaw-
Wydziaï ZarzÈdzania UW
niïy, ĝe handel wewnÈtrzgaïÚziowy stanowiï
gïówny kanaï, poprzez który nastÚpowaïa
synchronizacja cykli koniunkturalnych tych
gospodarek. Jednakĝe samo zwiÚkszenie
handlu miÚdzynarodowego ogóïem nie
musi prowadziÊ do wiÚkszej synchronizacji
cykli koniunkturalnych. Sytuacja ta wynika
zbfaktu, ĝe wzrostowi caïkowitych obrotów
handlowych krajów towarzyszy najczÚĂciej
rozwój wymiany miÚdzygaïÚziowej, która
zbkolei prowadzi do specjalizacji ibróĝnicowania struktur produkcji poszczególnych
krajów (Lubiñski, 2007).
Bayoumi ibEichengreen (1992) twierdzÈ,
ĝe kraje Unii Europejskiej moĝna podzieliÊ
na dwie grupy, tzn. na kraje dominujÈce
(rdzenia), charakteryzujÈce siÚ wystÚpowaniem podobnych szoków ekonomicznych oraz kraje peryferyjne cechujÈce siÚ
wystÚpowaniem szoków asymetrycznych.
Kraje dominujÈce odznaczajÈ siÚ bardziej
zdywersyfikowanÈ strukturÈ gospodarki
ibwysokÈ intensywnoĂciÈ handlu wewnÈtrzgaïÚziowego, natomiast kraje peryferyjne
sÈ wysoce wyspecjalizowane wbhandlu miÚdzygaïÚziowym.
Wyniki badañ przeprowadzonych przez
Matkowskiego ib Próchniaka (2009) sugerujÈ, ĝe kraje Europy ¥rodkowo-Wschodniej ujawniajÈ znacznÈ zbieĝnoĂÊ cykli
koniunkturalnych wb stosunku do Europy
Zachodniej, ab wb szczególnoĂci do strefy
euro. Zdaniem wspomnianych autorów,
synchronizacja ta jest szczególnie wysoka
wb krajach Europy ¥rodkowej (Polska,
WÚgry, Czechy, Sïowacja ib Sïowenia),
znacznie zaĂ niĝsza wb krajach baïtyckich
(Litwa, ’otwa ib Estonia) oraz wb krajach
baïkañskich (Rumunia ibBuïgaria). RosnÈca
zbieĝnoĂÊ wahañ koniunkturalnych krajów
Europy ¥rodkowo-Wschodniej wbstosunku
do Europy Zachodniej jest konsekwencjÈ
postÚpujÈcego procesu integracji gospodarczej, rosnÈcej wymiany handlowej ib kapitaïowej oraz rosnÈcej koordynacji polityki
gospodarczej wbramach Unii Europejskiej.
Natomiast, zgodnie zb wynikami badañ
przeprowadzonymi przez Krugmana
(1991), proces integracji gospodarczej prowadzi do bardziej asymetrycznych wahañ
koniunkturalnych, czego skutkiem jest
mniejsza synchronizacja cykli koniunkturalnych. Równieĝ wyniki badañ przeprowadzonych przez Camacho, Perez-Quiros
ibSaiz (2006) sugerujÈ, ĝe integracja gospodarcza prowadzi do zwiÚkszenia regionalnej koncentracji dziaïalnoĂci gospodarczej,
DOI 10.7172/1733-9758.2014.17.6
65
czego skutkiem jest powstawanie sektorowych lub regionalnych szoków ekonomicznych, zwiÚkszajÈcych prawdopodobieñstwo
pojawiania siÚ szoków asymetrycznych oraz
rozbieĝnych cykli koniunkturalnych.
ReasumujÈc, wyniki zdecydowanej wiÚkszoĂci przeprowadzonych analiz empirycznych wskazujÈ, ĝe wpïyw wzrostu obrotów
handlowych miÚdzy krajami na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych tych krajów
zaleĝy nie tylko od intensywnoĂci powiÈzañ handlowych, lecz takĝe od struktury
wymiany handlowej. Mianowicie, jeĂli
wb obrotach handlowych krajów dominuje
handel wewnÈtrzgaïÚziowy, naleĝy oczekiwaÊ wystÚpowania szoków symetrycznych
ib tym samym wiÚkszej synchronizacji cykli
koniunkturalnych tych krajów. JeĂli jednak
wb obrotach handlowych dominuje handel
miÚdzygaïÚziowy, wówczas naleĝy oczekiwaÊ czÚstszego wystÚpowania szoków asymetrycznych ibmniejszej synchronizacji cykli
koniunkturalnych (Kose ibYi, 2005).
4. Handel miÚdzynarodowy
absynchronizacja cykli
koniunkturalnych wbujÚciu
modelowym
W literaturze ekonomicznej dokonuje
siÚ najczÚĂciej pomiaru oddziaïywania integracji handlowej na synchronizacjÚ cykli
koniunkturalnych wb krajach lub grupach
krajów za pomocÈ modelu zaproponowanego przez Frankel ibRose (1998), przedstawiajÈcego siÚ poniĝszym równaniem:
Corrijt = c + aTrade ijt + fijt ,
(1)
gdzie:
Corrijt – synchronizacja cykli koniunkturalnych krajów ib oraz j wb okresiebt;
Tradeijt – intensywnoĂÊ wymiany handlowej
krajów iboraz j wbokresie t;
Į
– wspóïczynnik oddziaïywania
intensywnoĂci wymiany handlowej krajów iboraz j na synchronizacjÚ ich cykli koniunkturalnych;
c
– wyraz wolny równania;
– skïadnik losowy.
İijt
Do pomiaru stopnia synchronizacji cykli
koniunkturalnych krajów wykorzystuje siÚ
indeks synchronizacji cykli koniunkturalnych (Business Cycles Synchronization –
BCS) skonstruowany przez Frankel, Rose
66
(1998) oraz Akin (2006) ibprzedstawiajÈcy
siÚ nastÚpujÈcym wyraĝeniem:
corrij =
cov ^ y ci , y cj h
,
var ^ y ci h var ^ y cj h
(2)
gdzie:
yic – logarytm realnej dynamiki produktu
krajowego brutto wbkraju i, po usuniÚciu trendu za pomocÈ filtru HodrickaPresscotta;
yjc – logarytm realnej dynamiki produktu
krajowego brutto wbkraju j, po usuniÚciu trendu za pomocÈ filtru HodrickaPresscotta.
Dodatnia wartoĂÊ wspóïczynnika BCS
Ăwiadczy ob wystÚpowaniu synchronizacji
cykli koniunkturalnych miÚdzy dwoma
krajami iboraz j. Natomiast ujemna wartoĂÊ
wskaěnika BCS oznacza brak synchronizacji cykli koniunkturalnych miÚdzy krajami
iboraz j.
Z kolei, intensywnoĂÊ wymiany handlowej mierzy siÚ za pomocÈ wskaěnika
intensywnoĂci handlu (Trade Intensity Index
– TII) skonstruowanego przez Drysdel,
Garnaut (1993) ib Yeats (1997) ib przedstawionego poniĝszym wyraĝeniem:
c
X ij
m
X iw
,
TII ij =
M
c jw m
M ww
(3)
gdzie:
(Xij/Xiw)
– stosunek eksportu kraju ib do
kraju j do caïkowitego eksportu kraju i;
(Mjw/Mww) – stosunek caïkowitego importu
kraju j do caïkowitego importu Ăwiatowego.
Wskaěnik intensywnoĂci handlu jest
wykorzystywany do okreĂlenia czy wartoĂÊ
wymiany handlowej miÚdzy dwoma krajami
jest wiÚksza lub mniejsza, niĝ moĝna byïoby
oczekiwaÊ na podstawie ich znaczenia
wbhandlu Ăwiatowym. Indeks ten moĝe przyjmowaÊ wartoĂci wiÚksze lub mniejsze od
jednoĂci. WartoĂÊ wskaěnika wyĝsza (niĝsza)
od jednoĂci Ăwiadczy obtym, ĝe dwustronna
wymiana handlowa jest wiÚksza (mniejsza)
niĝ oczekiwano, uwzglÚdniajÈc znaczenie
kraju partnerskiego wbhandlu Ăwiatowym.
Natomiast ob ksztaïtowaniu siÚ komplementarnoĂci gospodarczej krajów ib intenStudia i Materiaïy 2014 (17)
sywnoĂci handlu wewnÈtrzgaïÚziowego
Ăwiadczy ksztaïtowanie siÚ stopnia dopasowania struktury podaĝy eksportowej do
struktury popytu importowego krajów.
Chodzi obtzw. wskaěnik komplementarnoĂci
handlowej (Complementarity rate of exporter
– Se) bÚdÈcy sumÈ wartoĂci bezwzglÚdnej
róĝnicy udziaïów importu ib eksportu (wg
3-cyfrowej klasyfikacji SITC) wb krajach
objÚtych badaniem, podzielonÈ przez dwa.
/
Se j k =
E ij - M ik
i
(4)
,
2
gdzie:
Sejk – indeks komplementarnoĂci handlowej eksportera j wb stosunku do
importera k;
i
– grupa towarowa wg trzycyfrowej klasyfikacji SITC;
j
– eksporter (grupa krajów lub kraj);
k – importer (grupa krajów lub kraj);
Eij – udziaï grupy towarowej ibwbeksporcie
ogóïem kraju j;
Mik – udziaï grupy towarowej ibwbimporcie
ogóïem kraju k.
Wskaěnik komplementarnoĂci handlowej
eksportera moĝe przyjmowaÊ wartoĂci miÚdzy 0 ab1. Zerowa wartoĂÊ wskaěnika oznacza, ĝe nie istnieje zwiÈzek miÚdzy strukturÈ
eksportu kraju j ib strukturÈ importu kraju
k. Z kolei, wskaěnik równy 1 wskazuje na
doskonaïe dopasowanie struktur eksportu
ibimportu badanych krajów.
W celu analizy oddziaïywania stopnia
intensywnoĂci wymiany handlowej na syn-
chronizacjÚ cykli koniunkturalnych wb Polsce ibUnii Europejskiej wbokresie 1995–2011
wykorzystano model bazujÈcy na modelu
Frankel ib Rose (1998), który ostatecznie
przedstawiajÈ siÚ wbponiĝszy sposób:
CorrPL_UE = c + aTII UE + Se UE + fUE , (5)
gdzie:
CorrPL_UE – wskaěnik synchronizacji cykli
koniunkturalnych Polski ibUnii
Europejskiej;
– wskaěnik intensywnoĂci hanTIIUE
dlu Polski zbUniÈ EuropejskÈ;
– wskaěnik komplementarnoĂci
SeUE
handlowej Polski wb stosunku
do Unii Europejskiej.
Wszystkie wymienione powyĝej zmienne
miaïy czÚstotliwoĂÊ rocznÈ ib obejmowaïy
okres od 1995 do 2011 roku. Zgodnie
zb rysunkiem 3 wb przypadku wiÚkszoĂci lat
zb okresu 1995–2011 miaïy miejsce dodatnie wartoĂci wspóïczynników synchronizacji
cykli koniunkturalnych Polski ibUnii Europejskiej, co Ăwiadczyïo ob wystÚpowaniu
stosunkowo wysokiej synchronizacji cykli
koniunkturalnych miÚdzy PolskÈ ib UniÈ
EuropejskÈ. Natomiast ujemne wartoĂci
wskaěników synchronizacji cykli koniunkturalnych ĂwiadczÈce ob braku synchronizacji cykli koniunkturalnych wystÚpowaïy
gïównie wb okresach spowolnienia gospodarczego wywoïanego róĝnymi kryzysami
gospodarczymi (rys. 3).
Z kolei, na podstawie rysunku 4 moĝna
zauwaĝyÊ, iĝ intensywnoĂÊ wymiany handlowej Polski zb UniÈ EuropejskÈ wykazywaïa
Rysunek 3. Wspóïczynniki synchronizacji cykli koniunkturalnych (BCS) Polski zb UniÈ EuropejskÈ
wbokresie 1995–2011
corrPL_UE
0,6
0,4
0,2
0,0
–0,2
–0,4
–0,6
1995
1997
1999
2001
2003
2005
2007
2009
2011
½ródïo: opracowanie wïasne na podstawie danych UNCTAD (2012).
Wydziaï ZarzÈdzania UW
DOI 10.7172/1733-9758.2014.17.6
67
Rysunek 4. Wskaěniki intensywnoĂci wymiany handlowej (TII) Polski zb UniÈ EuropejskÈ wb okresie
1995–2011
TII_UE
2,30
2,25
2,20
2,15
2,10
2,05
2,00
1,95
1,90
1,85
1995
1997
1999
2001
2003
2005
2007
2009
2011
½ródïo: opracowanie wïasne na podstawie danych UNCTAD (2012).
tendencjÚ wzrostowÈ wbokresie 1995–2011,
przy czym najwiÚkszy wzrost wskaěnika
intensywnoĂci handlu zaobserwowano
wb trakcie trzech ostatnich lat badanego
okresu (rys. 4).
Natomiast analizujÈc ksztaïtowanie siÚ
wskaěników komplementarnoĂci handlowej
Polski zbUniÈ EuropejskÈ wbokresie 1995–
2011 moĝna zauwaĝyÊ systematyczny wzrost
wartoĂci wskaěników wb badanym okresie
zb wyjÈtkiem lat 2000–2003, co Ăwiadczyïo
obwzroĂcie intensywnoĂci handlu wewnÈtrzgaïÚziowego miÚdzy badanymi gospodarkami (rys. 5).
Przed dokonaniem estymacji modeli
wyjaĂniajÈcych wpïyw integracji handlowej
na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych
Polski ib Unii Europejskiej niezbÚdne byïo
okreĂlenie stacjonarnoĂci wykorzystywanych szeregów czasowych, gdyĝ nieuwzglÚd-
nienie ewentualnego braku stacjonarnoĂci
szeregów czasowych mogïoby spowodowaÊ wstÚpowanie regresji pozornej miÚdzy zmiennymi. W tym celu wykorzystano
rozszerzony test Dickeya-Fullera – ADF
(Augmented Dickey-Fuller). Wyniki rozszerzonego testu ADF wskazywaïy na wystÚpowanie szeregów czasowych ob rzÚdach
integracji 0 ib1. Odpowiednie wyniki testów
ADF przedstawiono wbtabeli 1.
Brak stacjonarnoĂci kilku szeregów
czasowych uwzglÚdnianych wb modelach
wymusiï modyfikacjÚ postaci funkcyjnej
modeli. W przypadku wektora autoregresji
modyfikacja polegaïa na zastÈpieniu wielkoĂci analizowanych zmiennych przez ich
pierwsze róĝnice. JednoczeĂnie ze wzglÚdu
na brak wystÚpowania pierwiastka jednostkowego we wszystkich szeregach czasowych
oraz brak kointegracji miÚdzy zmiennymi
Rysunek 5. Wskaěniki komplementarnoĂci handlowej (Se) Polski zb UniÈ EuropejskÈ wb okresie
1995–2011
TII_UE
2,30
2,25
2,20
2,15
2,10
2,05
2,00
1,95
1,90
1,85
1995
1997
1999
2001
2003
2005
2007
2009
2011
½ródïo: opracowanie wïasne na podstawie danych UNCTAD (2012).
68
Studia i Materiaïy 2014 (17)
Tabela 1. Wyniki analizy stacjonarnoĂci poszczególnych szeregów czasowych modelu VAR
Szereg czasowy
RzÈd integracji
CorrPL_UEt – wskaěnik synchronizacji cykli koniunkturalnych Polski ibUnii
Europejskiej
I(0)
TIIUEt
– wskaěnik intensywnoĂci handlu Polski zbUniÈ EuropejskÈ
I(1)
SeUEt
– wskaěnik komplementarnoĂci handlowej Polski wbstosunku do
Unii Europejskiej
I(1)
½ródïo: opracowanie wïasne.
modelu, nie byïo moĝliwoĂci rozszerzenia ib przeksztaïcenia modeli wb wektorowe
modele korekty bïÚdem.
W analizie przyjÚto jeden okres opóěnieñ miÚdzy zmiennymi objaĂniajÈcymi
ab zmiennÈ objaĂnianÈ (jeden rok). Dokonany wybór rzÚdu opóěnieñ byï zgodny
zb wynikami kryteriów informacyjnych
modelu Akaike, Schwartza-Bayesiana oraz
Hannana-Quinna. Wedïug tych kryteriów
najwiÚkszÈ pojemnoĂÊ informacyjnÈ miaï
model zbjednym opóěnieniem.
NastÚpnie dokonano estymacji modeli
za pomocÈ modelu wektorowej autoregresji
(Vector Autoregression Model) zaproponowanego przez Simsa (1980). W metodzie
VAR analizuje siÚ dane zjawisko za pomocÈ
ukïadu równañ, co zgodnie zb postulatem
Simsa (1980) eliminuje jednoczeĂnie problem egzogenicznoĂci zmiennych objaĂniajÈcych. W tabeli 2 przedstawiono wyniki
oszacowañ parametrów modelu VAR.
Na podstawie wyników oszacowañ równania 1 moĝna zauwaĝyÊ, iĝ synchronizacja
cykli koniunkturalnych Polski ibUnii Europejskiej byïa wb badanym okresie wb istotnym stopniu zdeterminowana ksztaïtowaniem siÚ intensywnoĂci wymiany handlowej
oraz komplementarnoĂci handlowej Polski
ib Unii Europejskiej. Obliczony wspóïczynnik oddziaïywania intensywnoĂci wymiany
handlowej na zbieĝnoĂÊ cykli koniunkturalnych wyniósï –0,61, co tym samym potwierdzaïo negatywny wpïyw handlu na korelacjÚ
cykli koniunkturalnych Polski ibUnii Europejskiej. Natomiast wspóïczynnik oddziaïywania komplementarnoĂci handlowej
na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych
wyniósï 2,52, co tym razem Ăwiadczyïo
ob pozytywnym wpïywie handlu wewnÈtrzgaïÚziowego na zbieĝnoĂÊ cykli koniunkturalnych badanych gospodarek.
Zatem wyniki przeprowadzonych badañ
byïy zgodne zbujÚciem teoretycznym wskazujÈcym na negatywny/pozytywny wpïyw
handlu miÚdzygaïÚziowego/wewnÈtrzgaïÚziowego na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych analizowanych krajów. Uzyskane
Tabela. 2. System VAR (model wektorowej autoregresji), rzÈd opóěnienia 1. Estymacja KMNK dla
obserwacji 1996–2011
Równanie 1: corrPL_UE
Wspóïczynnik
t-Studenta
0,113260
0,340418
TII_UE_1
–0,609078
–1,290910
Se_UE_1
2,518280
4,533860
corrPL_UE_1
¥redn. aryt. zm. zaleĝnej
0,250000
Odch. stand. zm. zaleĝnej
0,447214
Suma kwadratów reszt
2,916527
BïÈd standardowy reszt
0,473654
Wsp. determ. R-kwadrat
0,270868
Skorygowany R-kwadrat
0,158694
F(3, 13)
1,609809
WartoĂÊ p dla testu F
0,235149
Stat. Durbina-Watsona
1,826721
Autokorel. reszt - rho1
–0,019653
½ródïo: opracowanie wïasne.
Wydziaï ZarzÈdzania UW
DOI 10.7172/1733-9758.2014.17.6
69
Rysunek 6. Wykresy funkcji odpowiedzi impulsowych wskaěnika synchronizacji cykli koniunkturalnych
Polski ibUnii Europejskiej
odpowiedź corrPL_UE na impuls z corrPL_UE
0,6
estymacja punktowa
kwantyle 0,025 i 0,975
0,5
0,4
0,3
0,2
0,1
0,0
–0,1
–0,2
1
2
3
4
5
okresy
6
7
8
9
10
9
10
9
10
odpowiedź corrPL_UE na impuls z TII_UE
0,15
estymacja punktowa
kwantyle 0,025 i 0,975
0,10
0,05
0,00
–0,05
–0,10
–0,15
–0,20
1
2
3
4
5
okresy
6
7
8
odpowiedź corrPL_UE na impuls z Se_UE
0,12
estymacja punktowa
kwantyle 0,025 i 0,975
0,10
0,08
0,06
0,04
0,02
0,00
–0,02
–0,04
–0,06
–0,08
–0,10
1
2
3
4
5
okresy
6
7
8
½ródïo: opracowanie wïasne.
70
Studia i Materiaïy 2014 (17)
rezultaty badañ sÈ równieĝ zbieĝne zbwynikami badañ empirycznych przeprowadzonymi przez Camacho, Perez-Quiros ib Saiz
(2006) oraz Shin ibWang (2003).
NastÚpnym etapem badania byï pomiar
siïy oddziaïywania analizowanych wspóïczynników na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych Polski, Unii Europejskiej wbokresie 1995–2011. Pomiaru tego dokonano za
pomocÈ tzw. funkcji odpowiedzi impulsowych (impulse response function), czyli
funkcji reakcji wskaěnika synchronizacji
cykli koniunkturalnych na impuls wbpostaci
zmiany wskaěników intensywnoĂci wymiany
handlowej ibkomplementarnoĂci handlowej
Polski ibUnii Europejskiej (rys. 6).
Na podstawie powyĝszych rysunków
moĝna zauwaĝyÊ, iĝ szokowy wzrost wskaěnika synchronizacji cykli koniunkturalnych
Polski ib Unii Europejskiej prowadziï do
natychmiastowego wzrostu wartoĂci tego
wskaěnika wb ciÈgu pierwszego roku od
momentu pojawienia siÚ szoku, ab nastÚpnie do spadku ib stopniowej stabilizacji po
upïywie kolejnych czterech lat. Natomiast
wzrost wskaěnika intensywnoĂci wymiany
handlowej Polski zb UniÈ europejskÈ prowadziï do stopniowego spadku wskaěnika
synchronizacji cykli koniunkturalnych
badanych gospodarek wbciÈgu dwóch kolejnych lat od momentu wystÈpienia szoku,
abnastÚpnie do stopniowego wzrostu ibstabilizacji wb trakcie kolejnych szeĂciu lat.
Odmiennie reagowaï wskaěnik synchronizacji cykli koniunkturalnych Polski ib Unii
Europejskiej na wzrost wskaěnika komplementarnoĂci handlowej analizowanych
gospodarek. Mianowicie, szokowy wzrost
wartoĂci wskaěnika komplementarnoĂci handlowej prowadziï do stopniowego
wzrostu wskaěnika synchronizacji cykli
koniunkturalnych Polski ib Unii Europejskiej, ab nastÚpnie do stopniowego spadku
ibstabilizacji po upïywie kolejnych piÚciu lat.
5. Zakoñczenie
Przeprowadzone badania empiryczne
dotyczÈcej wpïywu handlu zagranicznego
na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych
Polski ib Unii Europejskiej wykazaïy, ĝe
wzrost obrotów handlowych niekoniecznie prowadzi do zwiÚkszenia synchronizacji cykli koniunkturalnych analizowanych
gospodarek. Wpïyw wzrostu handlu dwóch
krajów na synchronizacjÚ ich cykli koniunkturalnych zaleĝy nie tylko od intensywnoĂci
Wydziaï ZarzÈdzania UW
wymiany handlowej, lecz takĝe od struktury
obrotów handlowych.
Wzrost wymiany handlowej prowadzi do
wiÚkszej zbieĝnoĂci cykli koniunkturalnych
tylko wtedy, kiedy jest to handel wewnÈtrzgaïÚziowy prowadzÈcy do wzrostu komplementarnoĂci struktur gospodarczych
krajów ib przyczyniajÈcy siÚ do powstawania symetrycznych szoków ekonomicznych.
Wbprzeciwnym razie, wzrost obrotów handlowych dwóch gospodarek moĝe powodowaÊ wzrost specjalizacji ibprzyczyniaÊ siÚ do
powstawania czÚstych szoków idiosynkratycznych (asymetrycznych).
Uzyskane wyniki badañ majÈ istotne
implikacje zb punktu widzenia przyszïego
czïonkostwa Polski wbstrefie euro. Mianowicie, skoro wzrost wymiany wewnÈtrzgaïÚziowej Polski ibUnii Europejskiej (w tym
strefy euro) prowadzi do wiÚkszej korelacji
cykli koniunkturalnych obu gospodarek,
wówczas koszty zwiÈzane zb brakiem autonomicznej polityki monetarnej wb obliczu
idiosynkratycznych szoków ekonomicznych bÚdÈ mniejsze wb sytuacji czïonkostwa Polski wbunii walutowej1. Tym samym
korzyĂci netto wynikajÈce zb czïonkostwa
Polski wb unii walutowej okaĝÈ siÚ wiÚksze
wb warunkach rosnÈcego stopnia komplementarnoĂci struktur gospodarczych Polski
ibstrefy euro. Zatem, rezultaty badañ mogÈ
stanowiÊ jeden zb argumentów popierajÈcych dÈĝenia Polski do peïnego czïonkostwa wb unii monetarnej krajów czïonkowskich Unii Europejskiej.
Przypis
1
Pomimo ĝe intensyfikacja wymiany handlowej
pomiÚdzy krajami naleĝÈcymi do wspólnego
obszaru walutowego strefy euro sugeruje wzrost
stopnia synchronizacji cykli koniunkturalnych
ibwbdalszej konsekwencji konwergencjÚ gospodarczÈ, to wbprzypadku czÚĂci krajów brakuje wyraěnego potwierdzenia tej tezy. Sytuacja ta moĝe byÊ
rezultatem braku speïnienia fundamentalnego
zaïoĝenia warunkujÈcego konwergencjÚ wbobszarze walutowym, jakim jest doskonaïa mobilnoĂÊ siïy roboczej, Ministerstwo Gospodarki,
Departament Analiz ibPrognoz (2011).
Bibliografia
Akin, C. (2006). Multiple Determinants of Business Cycle Synchronization. Washington: George
Washington University, Department of Economics.
Bayoumi, T. ib Eichengreen, B. (1992). Shocking
Aspects of European Monetary Unification. Natio-
DOI 10.7172/1733-9758.2014.17.6
71
nal Bureau of Economic Research Working Papers,
3949, 1–39.
Synchronization, International Journal of Business
and Development Studies, 1(1), 67–82.
Calderón, C., Chong, A. ib Stein, E. (2002). Trade
Intensity and Business Cycle Synchronization: Are
Developing Countries Any Different? Central
Bank of Chile Working Papers, 195, 1–34.
Kenen, P.B. (1969). The Optimum Currency Area:
An Eclectic View. W: Mundell R. ibSwoboda, A.K.
(eds.). Monetary Problems of the International Economy. Chicago: UniversitybofbChicagobPress.
Camacho, M., Perez-Quiros, G. ib Saiz, L. (2006).
Are European business cycles close enough to be
just one?, Journal of Economics Dynamics and Control, 30, 1–31.
Kenen, P.B. (2000). Currency Areas, Policy Domains and the Institutionalization of Fixed Exchange
Rates. CEP Discussion Papers, 0467, 1–39.
De Haan, J., Inklaar, R.C. ib Jong-A-Pin, R.M.
(2008). Will business cycles in the Euro area
converge? A critical survey of empirical research,
Journal of Economic Surveys, 22, 1–44.
Kose, M.A. ib Yi, K. M. (2005). Can the Standard
International Business Cycle Model Explain the
Relation Between Trade and Comovement? Federal Reserve Bank of Philadelphia Working Paper,
05–3, 1–40.
De Haan, J., Inklaar, R. ibJong-a-Pin, R.M. (2005).
Trade and Business Cycle Synchronization in
OECD Countries - abRe-examination. CESifo Working Paper Series, 1546, 1–35.
Krugman, P.R. (1991). Geography and Trade. Cambridge, Massachusetts: MIT Press.
Ministerstwo Gospodarki, Departament Analiz
ib Prognoz (2011). Konwergencja czy dywergencja
gospodarcza wbstrefie euro? Warszawa, grudzieñ, 1–17.
Matkowski, Z. ib Próchniak M. (2009). ZbieĝnoĂÊ
rozwoju gospodarczego Polski ib innych krajów
Europy ¥rodkowo-Wschodniej wbstosunku do Unii
Europejskiej, ZarzÈdzanie Ryzykiem, 30, 53–97.
Lubiñski, M. (2007). MiÚdzynarodowy cykl koniunkturalny, Contemporary Economics, 1(2), 5–19.
Drysdel, P. ib Garnaut, R. (1993). The Pacific: An
Application of General Theory of Economic Integration. W: Bergsten F. ib Noland M. (eds.). Pacific Dynamism and International Economic System.
Washington: Institute for International Economics.
Rana, P.B., Cheng, T. ib Chia, W.M. (2011). Trade
Intensity and Business Cycle Synchronization: East
Asia vs Europe, Journal of Asian Economics, 20,
701–706.
Frankel, J. ibRose, A. (1998). The Endogenity of the
Optimum Currency Area Criteria, The Economic
Journal, 108, 1009–1025.
Shin, K. ibWang, Y. (2003). Trade Integration and
Business Cycle Synchronisation in East Asia, ISER
Discussion Paper, 574, 1–38.
Grigoli, F. (2011). The Impact of Trade Integration
on Business Cycle Synchronization for Mercosur
Countries, The European Journal of Comparative
Economics, 9(1), 103–131.
Sims. Ch.A. (1980). Macroeconomics and Reality,
Econometrica, 1, 1–48.
Imbs, J. (2004). Trade, Finance, Specialization, and
Synchronization, Review of Economics and Statistics, 86, 723–734.
Karimi, F. ib Pirasteh, H. (2009). Relationship
between Economic Integration and Business Cycle
72
UNCTAD (2012). Handbook of Statistics. New York
and Geneva.
Yeats, A.J. (1997). Does MERCOSUR Trade Performance Raise Concerns About The Effects of
Regional Trade Arrangements? The World Bank
Economic Review, 12, 1–46.
Studia i Materiaïy 2014 (17)
ZaïÈczniki
ZaïÈcznik 1. Dynamika realnego PKB wbPolsce ibUnii Europejskiej wbokresie 1995–2011 (w %)
PKB_PL
8
7
6
5
4
3
2
1
1995
1997
1999
2001
2003
2005
2007
2009
2011
2005
2007
2009
2011
PKB_EU
4
3
2
1
0
–1
–2
–3
–4
–5
1995
1997
1999
2001
2003
½ródïo: UNCTAD (2012).
ZaïÈcznik 2. WartoĂÊ eksportu Polski ogóïem oraz eksportu Polski do Unii Europejskiej (w mld USD)
Eksport_Polski
Eksport_Polski_do_UE
200
160
180
140
160
120
140
100
120
80
100
60
80
60
40
40
20
20
1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011
0
1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011
½ródïo: UNCTAD (2012).
Wydziaï ZarzÈdzania UW
DOI 10.7172/1733-9758.2014.17.6
73