Efekt Balassy–Samuelsona: perspektywy przystąpienia Polski do

Transkrypt

Katedra Makroekonomii
i Teorii Handlu Zagranicznego
WNE UW
Leszek Wincenciak
Efekt Balassy–Samuelsona:
perspektywy przystąpienia Polski
do unii walutowej
Zebranie KMiTHZ
8 grudnia 2004 r.
•First •Prev •Next •Last •Go Back •Full Screen •Close •Quit
1.
Wstęp
1.
Wstęp
• B. Balassa (1964), P. Samuelson (1964) — teoretyczne uzasadnienie odchyleń od zasady PPP
1.
Wstęp
• Zmiany realnego kursu walutowego proporcjonalne do zmiany relatywnej ceny
dóbr niehandlowych
1.
Wstęp
dóbr niehandlowych
• Dochodzenie do strefy Euro, ERM II, kryteria konwergencji
1.
Wstęp
dóbr niehandlowych
• Niespójność kryteriów konwergencji (kursowego i inflacyjnego) spowodowana
efektem BS
1.
Wstęp
dóbr niehandlowych
• Niespójność kryteriów konwergencji (kursowego i inflacyjnego) spowodowana
efektem BS
• Temat ostatnio bardzo modny wśród ekonomistów
2.
Model teoretyczny
2.
Model teoretyczny
Gospodarka składa się z dwóch sektorów: handlowego i niehandlowego. Przyjmuje się, że ceny dóbr handlowych podlegają prawu jednej ceny, czyli wyrażając
wszystkie ceny dóbr handlowych we wspólnej walucie, powinniśmy obserwować
zjawisko ich wyrównywania się pomiędzy krajami. Taki wniosek nie musi być
spełniony dla sektora dóbr niehandlowych, co potwierdzają obserwacje — ceny
usług są na ogół wyższe w krajach wyżej rozwiniętych. Rosnąca produktywność
w sektorze dóbr handlowych spowoduje wzrost płac w tym sektorze. Przy założeniu, że praca jest mobilna, spowoduje to wzrost płac w całej gospodarce, także
w sektorze dóbr niehandlowych, nawet wtedy, gdy produktywność w tym sektorze nie wzrosła. Producenci w sektorze dóbr niehandlowych będą w stanie płacić
wyższe płace tylko wówczas, gdy relatywna cena dóbr niehandlowych wzrośnie,
co z kolei prowadzi do wzrostu ogólnego poziomu cen w gospodarce.
P = PTα PN1−α
T ,
∗
(1)
∗
,
P ∗ = PT∗α PN∗1−α
T
(1a)
EP ∗
Q=
,
P
(2)
Realny kurs walutowy:
P = PTα PN1−α
T ,
∗
(1)
∗
,
T
(1a)
EP ∗
Q=
,
P
(2)
Logarytmując równania (1) i (1a), wstawiając je do zlogarytmowanego równania (2) oraz oznaczając zmienne wyrażone w logarytmach małymi literami,
otrzymujemy:
P = PTα PN1−α
T ,
∗
(1)
∗
,
T
(1a)
EP ∗
Q=
,
P
(2)
Logarytmując równania (1) i (1a), wstawiając je do zlogarytmowanego równania (2) oraz oznaczając zmienne wyrażone w logarytmach małymi literami,
otrzymujemy:
q = e + α∗p∗T + (1 − α∗)p∗N T − αpT − (1 − α)pN T
(3)
Różniczkując powyższe wyrażenie po czasie, otrzymamy stopy wzrostu poszczególnych zmiennych. Przyjmijmy dla uproszczenia zapisu, że d lndtY = YẎ = ∆y .
Różniczkując powyższe wyrażenie po czasie, otrzymamy stopy wzrostu poszczególnych zmiennych. Przyjmijmy dla uproszczenia zapisu, że d lndtY = YẎ = ∆y .
∆q = ∆e + ∆p
∗T
− ∆p
T
∗
∗N T
∗T
+ (1 − α ) ∆p
− ∆p
NT
T
− (1 − α) ∆p − ∆p
(3a)
Zakładamy, że w sektorze dóbr handlowych obowiązuje prawo jednej ceny, czyli:
∆pT = ∆e + ∆p∗T ,
(4)
zatem pierwsze wyrażenie po prawej stronie równania (3a) redukuje się do zera.
Możemy więc zapisać, że:
∆q = (1 − α∗) ∆p∗N T − ∆p∗T − (1 − α) ∆pN T − ∆pT
(5)
Zakładamy, że w sektorze dóbr handlowych obowiązuje prawo jednej ceny, czyli:
∆pT = ∆e + ∆p∗T ,
(4)
zatem pierwsze wyrażenie po prawej stronie równania (3a) redukuje się do zera.
Możemy więc zapisać, że:
∆q = (1 − α∗) ∆p∗N T − ∆p∗T − (1 − α) ∆pN T − ∆pT
(5)
Tu na chwilę możemy się zatrzymać, żeby zauważyć, iż do realnej aprecjacji
waluty krajowej dochodzi, gdy ∆pN T − ∆pT > ∆p∗N T − ∆p∗T a .
a
Przy założeniu, że sektor dóbr handlowych ma taki sam udział w PKB w obu krajach.
Dalsze założenia:
T
T
Y T = AT LαT KT1−α ,
NT
NT
Y N T = AN T LαN T KN1−α
.
T
Dalsze założenia:
T
T
Y T = AT LαT KT1−α ,
NT
NT
Y N T = AN T LαN T KN1−α
.
T
Przy założeniu doskonałej konkurencji, ceny ustalane są na poziomie kosztu krańcowego, zaś doskonała mobilność czynników powoduje, że ich ceny wyrównują
się między sektorami. Warunki maksymalizacji zysku producentów w każdym
sektorze prowadzą do uzyskania czterech następujących równań:
W = AT α T
KT
LT
1−αT
(6)
1−αN T
P N T N T N T KN T
W = T A α
P
LN T
−αT
KT
R = AT (1 − αT )
LT
−αN T
NT
P
KN T
R = T AN T (1 − αN T )
P
LN T
(7)
(8)
(9)
Oszczędzając nieco żmudnych przekształceń (należy zlogarytmować równania (6)
– (9), następnie obliczyć ich pochodne względem czasu i przyrównać wyrażenia
opisujące zmiany cen czynników) otrzymujemy następującą postać warunku B–S,
w tak zwanej formie krajowej (tzw. efekt Baumola–Bowena):
∆p
NT
αN T T
− ∆p = T ∆a − ∆aN T
α
T
(10)
Oszczędzając nieco żmudnych przekształceń (należy zlogarytmować równania (6)
– (9), następnie obliczyć ich pochodne względem czasu i przyrównać wyrażenia
opisujące zmiany cen czynników) otrzymujemy następującą postać warunku B–S,
w tak zwanej formie krajowej (tzw. efekt Baumola–Bowena):
∆p
NT
αN T T
− ∆p = T ∆a − ∆aN T
α
T
(10)
Jeśli stopa wzrostu produktywności w sektorze handlowym jest wyższa niż w sektorze dóbr niehandlowych, ceny dóbr niehandlowych w relacji do cen dóbr handlowych rosną. Warto zauważyć, że powyższe stwierdzenie może nie być prawdziwe,
jeśli sektor handlowy charakteryzuje się większą pracointensywnością produkcji
niż sektor niehandlowy, tj. gdy αN T < αT . Z kolei gdy jest odwrotnie, to nawet taki sam wzrost produktywności w obu sektorach doprowadzi do aprecjacji
relatywnej ceny dóbr niehandlowych.
Podobne rozumowanie możemy przeprowadzić dla gospodarki zagranicznej.
Wstawiając równanie (10) wyprowadzone dla zagranicy do równania (5) oraz
podstawiając zlogarytmowane i zróżniczkowane po czasie równanie (2) otrzymujemy równanie opisujące różnicę stóp inflacji zagranicy i badanego kraju, dane
następującym wzorem:
NT
α
∆aT − ∆aN T
∆p − ∆p∗ =∆e + (1 − α)
T
α
∗N T α
∗T
∗N T
− (1 − α∗)
∆a
−
∆a
α∗T
(11)
Różnica stóp inflacji może być zatem wyrażona jako suma dwóch składników: po
pierwsze, stopy deprecjacji waluty krajowej; po drugie, różnicy między wzrostem
relatywnej produktywności w kraju (∆aT − ∆aN T ) w stosunku do zagranicy
(∆a∗T − ∆a∗N T ). Zatem w systemie stałego kursu walutowego, im większa
jest różnica w tempie wzrostu relatywnej produktywności w kraju względem zagranicy, tym większa różnica w stopach inflacji. Powyższe równanie jest zatem
podstawą do sformułowania wniosku o niespójności kryteriów konwergencji dot.
inflacji i kursu walutowego.
Zauważmy, że jeśli głównym celem polityki makroekonomicznej jest utrzymywanie stabilnej różnicy inflacji w dopuszczalnym przez kryterium konwergencji
paśmie (czyli utrzymywanie tempa wzrostu cen na zbliżonym do UE15 poziomie), to zgodnie z modelem Balassy–Samuelsona trzy następujące przypadki
mogą mieć miejsce:
różnica produktywności
(∆aT − ∆aN T ) − (∆a∗T − ∆a∗N T )
1.
0
2.
+
3.
−
zmiana kursu∗
∆e
0
−
+
Uwaga: Dla uproszczenia przyjęto, że α = α∗ , αN T = αT , α∗N T = α∗T .
∗ Znak ’−’ oznacza aprecjację.
W. Orłowski [2001] szacuje w zależności od przyjętych założeń, że ograniczanie
tempa wzrostu produktywności w celu spełnienia kryteriów inflacyjnego i kursowego może spowodować wzrost bezrobocia od około 2 do 6% w latach 2005–
2007.
3.
Podział na sekcje handlowe i niehandlowe
Co mówi literatura przedmiotu?
3.
• Podział sekcji na handlowe i niehandlowe to zadanie wręcz niewykonalne na
zadowalającym poziomie precyzji (np. Groen [2004])
3.
• Sektor handlowy to taki, w którym udział eksportu w produkcji sprzedanej
wynosi więcej niż 10% (De Gregorio et al. [1994])
3.
• Sektor handlowy to taki, w którym udział eksportu w produkcji sprzedanej
wynosi więcej niż 10% (De Gregorio et al. [1994])
• Sektor handlowy: odchylenie standardowe indeksu cen wyrażonych we wspólnej walucie jest nie większe niż 20% (Orłowski [2001])
Problemy...
Problemy...
• Dane roczne — zdezagregowane, ale krótki szereg, dane kwartalne — mała
dezagregacja
Problemy...
• Dane roczne — zdezagregowane, ale krótki szereg, dane kwartalne — mała
dezagregacja
• Zanieczyszczenia — duża część dóbr uznawanych powszechnie za handlowe
zawiera w sobie niehandlowy komponent, w postaci choćby usługi transportowej, marży hurtowej czy detalicznej itp.
Moja definicja:
Moja definicja:
Sektor handlowy — udział eksportu w produkcji sprzedanej większy niż 10%
lub współczynnik penetracji importowej większy niż 10%. Za sekcje handlowe
uznałem zatem wszystkie sekcje przetwórstwa przemysłowego (D) i górnictwo
(C). Do sekcji niehandlowych zaliczyłem pozostałe sekcje.
Moja definicja:
Sektor handlowy — udział eksportu w produkcji sprzedanej większy niż 10%
lub współczynnik penetracji importowej większy niż 10%. Za sekcje handlowe
uznałem zatem wszystkie sekcje przetwórstwa przemysłowego (D) i górnictwo
(C). Do sekcji niehandlowych zaliczyłem pozostałe sekcje.
Udział eksportu w produkcji sprzedanej oraz penetracja importowa w sektorze dóbr handlowych (T) i niehandlowych (NT)
1992–2001
1992
1993
Xsh 22.21 24.51
Mpen 27.18 30.26
Xsh 1.86
Mpen 1.62
1.48
1.83
1994
1995 1996 1997 1998
Sekcja dóbr handlowych
26.89 27.60 27.17 27.70 29.86
31.72 32.66 36.31 39.89 42.34
Sekcja dóbr niehandlowych
1.68 1.54 1.50 1.83 1.47
2.00 1.88 2.18 2.05 1.84
1999
2000
2001
30.78 34.06 36.81
43.51 45.06 45.39
1.33
1.63
1.30
1.52
1.31
1.42
i
Udział eksportu w produkcji sprzedanej – Xsh = X
Yi × 100.
Mi
Penetracja importowa – Mpen = Yi −X
× 100.
i +Mi
4.
Dane i stylizowane fakty
4.1.
Źródła danych
4.
Dane i stylizowane fakty
4.1.
Źródła danych
Główne źródło danych:
• dane kwartalne dla UE15 i Polski – Eurostat, New Cronos, 1995(1)–2004(2);
Źródła pomocnicze:
• International Financial Statistics IMF;
• STAN Industry Database (OECD) CD-ROM 2003 – dane handlowe, dane
o produktywności, zatrudnieniu, wartości dodanej w podziale na 2-cyfrowe
sekcje;
4.2.
Stylizowane fakty
4.2.
Stylizowane fakty
Pierwsza przesłanka modelu Balassy–Samuelsona jest spełniona: obserwujemy
wzrost relatywnej produktywności w czasie transformacji na korzyść sektora dóbr handlowych:
4.2.
Stylizowane fakty
Pierwsza przesłanka modelu Balassy–Samuelsona jest spełniona: obserwujemy
wzrost relatywnej produktywności w czasie transformacji na korzyść sektora dóbr handlowych:
Produktywność pracy, 1992–2002
1992
T
NT
T
NT
1993
1994
1995
100.00 110.77 121.39 130.63
100.00 103.10 105.32 108.96
–
–
110.77 109.58 107.61
103.10 102.15 103.46
1996
1997
1998
1992 = 100
142.27 157.75 166.68
110.50 111.55 113.11
rok poprzedni = 100
108.91 110.88 105.66
101.42 100.95 101.40
1999
2000
2001
2002
186.05 211.89 217.16 225.18
119.33 124.26 126.34 128.85
111.63 113.89 102.49 103.70
105.50 104.14 101.67 101.99
Źródło: Obliczenia własne na podstawie: OECD, STAN database, 2003.
Relatywne produktywności pracy w Polsce i UE15, 1995(1)–
2004(2)
Druga przesłanka modelu mówi, że powinno to prowadzić do wyrównywania się
płac w obu sektorach (takiego samego wzrostu wynagrodzeń). A to z kolei powinno prowadzić do rosnącej relatywnej ceny dóbr niehandlowych i realnej
aprecjacji waluty krajowej. Rysunek poniżej przedstawia ewolucję relatywnej
ceny dóbr niehandlowych w czasie w Polsce i UE15 oraz inflację w Polsce i UE15.
Druga przesłanka modelu mówi, że powinno to prowadzić do wyrównywania się
płac w obu sektorach (takiego samego wzrostu wynagrodzeń). A to z kolei powinno prowadzić do rosnącej relatywnej ceny dóbr niehandlowych i realnej
aprecjacji waluty krajowej. Rysunek poniżej przedstawia ewolucję relatywnej
ceny dóbr niehandlowych w czasie w Polsce i UE15 oraz inflację w Polsce i UE15.
Relatywne ceny
2004(2)
PN T
PT
oraz inflacja w Polsce i UE15, 1995(1)–
Średnioroczne tempa wzrostu wybranych zmiennych w sektorze
dóbr handlowych (T) i niehandlowych (NT) w Polsce i w UE15
1995–2004
Polska
Zatrudnienie (T)
–3.53
Zatrudnienie (NT)
–0.31
Produktywność pracy (T)
9.45
Produktywność pracy (NT) 3.77
Inflacja (T)
6.42
9.41
Inflacja (NT)
UE15
–0.73
1.47
2.29
0.89
1.38
2.62
Źródło: Obliczenia własne na podstawie Eurostat, New Cronos on-line, 2004.
Realny kurs złotego wobec ecu/euro (spadek oznacza aprecjację
złotego)
Podsumowując...
Podsumowując...
Z modelu teoretycznego wynika, że:
Podsumowując...
• szybszy wzrost produktywności w sektorze handlowym powoduje wzrost płac
w tym sektorze, a przy założeniu mobilności i homogeniczności pracy także
w sektorze dóbr niehandlowych
Podsumowując...
• brak wzrostu produktywności w sektorze niehandlowym powoduje, że wyższe płace mogą być wypłacone tylko wtedy, gdy cena dóbr niehandlowych
wzrośnie
Podsumowując...
wzrośnie
• rosnąca relatywna cena dóbr niehandlowych powoduje ogólny wzrost poziomu cen i realną aprecjację waluty krajowej
Podsumowując...
wzrośnie
• występuje niespójność celów: ustabilizowania inflacji na niskim poziomie oraz
utrzymania stałego kursu walutowego w sytuacji szybszego niż za granicą
wzrostu produktywności
Podsumowując...
wzrośnie
• występuje niespójność celów: ustabilizowania inflacji na niskim poziomie oraz
utrzymania stałego kursu walutowego w sytuacji szybszego niż za granicą
wzrostu produktywności
• W systemie kursu stałego (fixed albo heavily managed float) efekt B–S przekładałby się na wyższy ogólny poziom cen (wzrost inflacji mierzony CPI) oraz
realną aprecjację złotego. W systemie kursu płynnego powinniśmy natomiast
obserwować pewną kombinację zarówno nominalnej aprecjacji jak i wyższego
poziomu cen
poziomu cen
• W okresie dochodzenia do przyjęcia wspólnej waluty, czyli w czasie de facto
usztywnienia kursu złotego względem euro, może się okazać, że występowanie efektu B–S (jeśli jest on silny) spowoduje powstanie swoistego trade–off :
stabilność kursowa albo stabilność cena
poziomu cen
• W okresie dochodzenia do przyjęcia wspólnej waluty, czyli w czasie de facto
usztywnienia kursu złotego względem euro, może się okazać, że występowanie efektu B–S (jeśli jest on silny) spowoduje powstanie swoistego trade–off :
stabilność kursowa albo stabilność cena
• Próba spełnienia obu kryteriów konwergencji stwarza poważne ryzyko, że restrykcyjna polityka monetarna i restrykcyjna polityka fiskalna (z uwagi na
konieczność spełnienia innych kryteriów konwergencji) mogą przyczynić się
do powstania luki dochodowej (spadek tempa wzrostu PKB i wzrost bezrobocia)b
a
Natalucci i Ravenna [2003] przedstawiają analizę tego problemu w bardziej sformalizowanym
ujęciu modelu równowagi ogólnej
b
Zob. np. Orłowski [2001]
5.
Oszacowanie efektu Balassy–Samuelsona dla Polski
5.
Podstawą estymacji jest równanie (11), które w nieco zmienionej notacji wygląda
następująco:
5.
Podstawą estymacji jest równanie (11), które w nieco zmienionej notacji wygląda
następująco:
∆4pt = β0 + β1∆4et + β2∆4RLPt + εt,
gdzie zmienne pisane małymi literami wyrażono w logarytmach, oraz:
LP T
LP ∗T
RLPt = ln
− ln
.
LP N T t
LP ∗N T t
Rozpoczynamy badanie od przetestowania stopnia integracji poszczególnych
zmiennych, w celu ustalenia stacjonarności szeregów. Poniższa tabela zawiera
odpowiednie statystyki rozszerzonego testu Dickey–Fullera.
Rozszerzony test Dickey–Fullera (ADF) stopnia integracji
zmiennych
Zmienna ∆4 pt
∆4et ∆∆4et ∆4RLPt
ADF −3.594 −1.793 −6.898 −3.392
Wartość krytyczna
na poziomie istotności 5% −3.567 −3.568 −3.572 −2.983
Po uwzględnieniu korekty koniecznej dla uzyskania stacjonarności szeregów, estymowane równanie przyjęło postać modelu autoregresyjnego z rozłożonymi opóźnieniami (ADL):
∆4pt = α0 + α1∆4pt−1 + α2∆∆4et + α3∆4RLPt + α4∆4RLPt−1 + εt (12)
Powyższy model można uzyskać z modelu:
∆4pt = β0 +β1∆4pt−1 +β2∆4et +β3∆4et−1 +β4∆4RLPt +β5∆4RLPt−1 +εt,
z warunkiem ograniczającym:
Powyższy model można uzyskać z modelu:
∆4pt = β0 +β1∆4pt−1 +β2∆4et +β3∆4et−1 +β4∆4RLPt +β5∆4RLPt−1 +εt,
z warunkiem ograniczającym:
β2 = −β3
Jeżeli β2 = −β3 , to ∆4 et − ∆4 et−1 = ∆∆4 et . Po oszacowaniu modelu bez
ograniczeń przetestowano hipotezę:
H0 : β2 = −β3
Jeżeli β2 = −β3 , to ∆4 et − ∆4 et−1 = ∆∆4 et . Po oszacowaniu modelu bez
ograniczeń przetestowano hipotezę:
H0 : β2 = −β3
i otrzymano wartość statystyki F(1,27) = 1.70, dla której p-value wynosi 0.204,
co oznacza brak podstaw do odrzucenia hipotezy H0 .
Wyniki estymacji
Wyniki estymacji
Zmienna
α
(SE)
∗∗∗
LS4.lnP
0.951
(0.030)
DS4.E
-0.032
(0.033)
∗∗∗
S4.RLP
0.121
(0.038)
LS4.RLP -0.086∗∗ (0.038)
Stała
-0.003
(0.003)
N
33
2
R
0.975
F (4,28)
269.809
DW (4,28)
2.03
LM(4)
4.42
Wnioski z estymacji
Wnioski z estymacji
Oszacowania parametrów modelu pozwalają na określenie krótkookresowej, jak
i długookresowej elastyczności różnicy stóp inflacji względem różnicy w relatywnej produktywności.
Elastyczność krótkookresowa wynosi po prostu α3 = 0.121, co oznacza, że
natychmiastowy, krótkookresowy efekt 1% różnicy w tempie wzrostu relatywnej
produktywności powoduje 0.121% wzrost różnicy w stopie inflacji.
3 +α4
Elastyczność długookresowa wynosi: α1−α
= 0.714, co oznacza, że długookre1
sowa reakcja różnicy stóp inflacji na 1% różnicę w tempie wzrostu relatywnej
produktywności jest znacznie silniejsza niż reakcja krótkookresowa.
1. Jeśli przyjmiemy, że E(∆4 et ) = 0, oraz różnica tempa wzrostu relatywnej
produktywności utrzyma się na poziomie średniej dla okresu 1995–2004, czyli
około 4%, to wynikająca stąd różnica stóp inflacji między Polską a UE15
wyniesiea :
wyniesiea :
α0 + (α3 + α4)∆4RLP ∗ −0.003 + (0.121 − 0.086) · 4
=
≈ 2.80
∆4 p =
1 − α1
1 − 0.951
∗
wyniesiea :
α0 + (α3 + α4)∆4RLP ∗ −0.003 + (0.121 − 0.086) · 4
=
≈ 2.80
∆4 p =
1 − α1
1 − 0.951
∗
Oznacza to, że przy utrzymaniu dotychczasowego tempa wzrostu relatywnej
produktywności w Polsce względem krajów UE15 inflacja w Polsce może być
wyższa niż w krajach UE15 o niecałe 3 pkt. procentowe i jest to wielkość,
która powoduje nie spełnienie kryterium konwergencji dotyczącego inflacji.
a
W. Orłowski [2001] szacuje, że przy założeniu 6% wzrostu PKB, w wyniku efektu Balassy–
Samuelsona i usztywnienia kursu złotego względem euro, inflacja w Polsce może być wyższa od
tej w UE15 od 2.4% do 4.2%.
2. Jeśli przyjmiemy następujący scenariusz: poziom cen w Polsce będzie podążał
w ślad za poziomem cen w UE, czyli będziemy mieli do czynienia ze zbieżnością stóp inflacji, co oznacza, że E(∆4 pt ) = E(∆4 pt−1 ) = 0 oraz jednocześnie będziemy się starali spełnić kryterium kursowe, czyli E(∆4 et ) = 0,
to wynikająca stąd wartość tempa wzrostu relatywnej produktywności względem krajów UE15 powinna wynosić:
2. Jeśli przyjmiemy następujący scenariusz: poziom cen w Polsce będzie podążał
w ślad za poziomem cen w UE, czyli będziemy mieli do czynienia ze zbieżnością stóp inflacji, co oznacza, że E(∆4 pt ) = E(∆4 pt−1 ) = 0 oraz jednocześnie będziemy się starali spełnić kryterium kursowe, czyli E(∆4 et ) = 0,
to wynikająca stąd wartość tempa wzrostu relatywnej produktywności względem krajów UE15 powinna wynosić:
0 = α0 + (α3 + α4)∆4RLP ∗
∆4RLP ∗ = −
α0
−0.003
≈ 0.086.
=−
α3 + α4
0.035
6.
Podsumowanie
6.
Podsumowanie
• Temat efektu B–S ostatnio bardzo modny wśród ekonomistów z powodu
teoretycznej niespójności kryteriów konwergencji
6.
Podsumowanie
• Wnioski należy formułować ostrożnie, ponieważ:
6.
Podsumowanie
– PPP może nie być spełniony w krótkim i średnim okresie
6.
Podsumowanie
– Praca nie jest homogeniczna a jej mobilność ograniczona
6.
Podsumowanie
– Wyniki są wrażliwe na definicje sektorów T i NT
6.
Podsumowanie
– Wyniki są wrażliwe na definicje sektorów T i NT
• Z uzyskanych wyników estymacji wydaje się, że obecne tempo wzrostu relatywnej produktywności w Polsce może przysparzać pewnych trudności ze
spełnieniem kryteriów konwergencjia
a
Z szacunków W. Orłowskiego [2001] wynika, że w wyniku działania efektu B–S, przy założeniu
6% wzrostu PKB inflacja może być w Polsce wyższa od 2.4 do 4.2 pkt. proc. Z moich obliczeń wynika, że tempo wzrostu relatywnej produktywności wyższe o 4% może powodować inflację wyższą
o ok. 2.8 pkt. proc. w stosunku do krajów UE15.
Dziękuję za uwagę
Dziękuję za uwagę
Zaprojektowano przy pomocy
pdfLATEX’a

Efekt Balassy–Samuelsona: perspektywy przystąpienia Polski do

Transkrypt

Podobne dokumenty

See PDF file

Kwantowa implementacja paradoksu Parrondo

Pakiet quantum-octave do symulacji obliczeń kwantowych

Quantum implementation of Parrondo`s paradox

X f - sigma web page

Instrukcja przeglądania e

Podręczniki. Nagrody uzyskane przez