1

Analiza empiryczna PPP i

realnych kursów walutowych

Jan J. Michałek

(na podstawie: Kenneth Froot & Kennteh

Rogoff, Handbook t.3, roz. 32)

Prawo jednej ceny (w zapisie

logarytmicznym do testowania)

( )

( )

t

t

t

s

i

p

i

p

+

=

*

(1)

p

t

(i): log ceny krajowej dobra i w czasie t

s

t

:

log kursu walutowego (cena krajowa pieniądza

zagranicznego: def. amerykańska)
(winno działać przy pominięciu kosztów transportu i
barier handlowych)

 JJ Michalek

Teoria PPP: absolutna i względna

Absolutna wersja PPP:

(

)

(

)

t

t

t

s

CPI

p

CPI

p

+

=

*

(2)

CPI: consumer price index (koszyk dóbr określających ceny dla konsumentów)

Wersja względna PPP:

(

)

(

)

i

t

t

s

CPI

p

CPI

p

∆

+

∆

=

∆

*

(3)

zmiany względnych cen są neutralizowane przez zmiany kursu walutowego
w krajach o zróżnicowanej stopie inflacji (2.3) winno działać (a (2.2.) mniej
prawdopodobne

 JJ Michalek

2

I faza testowania:

Frankel (1978): przeprowadził regresję następującego równania:

(

)

t

t

t

t

p

p

s

ε

β

α

+

−

+

=

*

(4)

dla wielu gospodarek o hyperinflacji

β bliska jedności (b. dobre wyniki)

Î

należy uwzględniać PPP przy analizie modeli kursów walutowych

(analiza zakresu zmienności

ε miała dla niego mniejsze znaczenie)

 JJ Michalek

I faza testowania:

ale:
bardzo słabe wyniki dla gospodarek państw rozwiniętych w latach 70. (

β było

niekiedy ujemne a czasami przekraczało 2) Æ należałoby odrzucić PPP
źródła problemów:
- Równoczesne ustalanie cen i kursów
- Co należy przewidywać (inni uważali odwrotnie że ceny są zależne od

poziomu kursów)

- Problem endogeniczności (władze krajowe reagują na szoki realne

zwiększając podaż pieniądza i ceny)

- brak stacjonarności

ε (jeśli odpowiednie rozkłady prawdopodobieństwa

zmieniają się w czasie) co jest jasne gdy szoki kursów walutowych są częste
(hipoteza

β=1 jest nierealna jeżeli współczynnik błędu w analizowanym

procesie ma pierwiastek jednostkowy (ma cztery pierwiastki o module 1 (nie
ma składnika błądzenia przypadkowego),

- (unit root process, zjawisko kointegracji), por Charemza roz. 5.

 JJ Michalek

II faza testowania:

Hipoteza zerowa: kurs walutowy ma charakter losowy (random walk)
(przeciwna: że działa w długim okresie)
- zakłada się, że

β=1

- i testuje, że logarytm kurs realnego

*
t

t

t

t

p

p

s

q

+

−

≡

(5)

ma charakter stacjonarny
(badali: Adler i Lehman (1983), Hakkio (1984), Frankeal (1986), Huizinga
(1987)).
Trudno testować
- ze względu na ogromną zmienność kursów walutowych
- czy kursy są rzeczywiście błądzeniem przypadkowym (por. Balassa -

Samuelson)

 JJ Michalek

3

II faza testowania:

W nowoczesnej literaturze próby rozróżnienia:
- Realnych zmian kursów i
- przypadkowego błądzenia (Dickey i Fuller)
Æ Wówczas bada się realny kurs (q

t

) jako:

( )

t

t

t

t

q

L

q

t

q

ε

α

α

α

+

∆

Φ

+

+

+

=

−

−

1

1

2

1

0

(6)

w zależności od trendu czasowego (q

t-1

) i opóźnionych zmian L

(gdzie

Φ jest operatorem L)

Badania tego typu (Rogoff, 1988) nie odrzuciły hipotezy o błądzeniu
przypadkowym.

 JJ Michalek

III faza testowania:

Bada się kointegrację zmiennych a więc nie to czy q

t

w równaniu

(5) jest stacjonarne lecz jedynie czy:

*

*

t

t

t

t

p

p

s

q

µ

µ +

−

=

(14)

jest stacjonarne dla jakiekolwiek stałej

µ

oraz

µ

*

(a więc odrzuca się

hipotezę, że

µ

=

µ

*

=1)

Odmienne współczynniki

µ (i

1

*

≠

≠

µ

µ

) mogą wynikać z

występowania w modelu (i rzeczywistości) dóbr handlowych i
niehandlowych.

 JJ Michalek

III faza testowania:

Wówczas zamiast prostego p

t

mamy:

(

)

N

t

T
t

t

p

p

p

γ

γ

−

+

=

1

i tak samo dla zagranicy

Î

µ i µ

*

przybierają konkretne wartości zależne od

parametrów.

Wyniki badań nie potwierdzają jednak siły analizy
kointegracji (Fisher & Park, Kugker & Lenz 1993).: teoria
względna PPP ma pewną siłę predykcji jedynie w bardzo
długim okresie
Równie niejednoznaczne są analizy oparte na analizie
zdeagregowanych danych cenowych (nawet dla 75 lat).

 JJ Michalek

4

Modele wyjaśniające odstępstwa od PPP (różnice w

produktywności): Model Balassa-Samuelsona (1964):

Najpierw na podstawie obserwacji empirycznych:
CPI jest wyższe w krajach zamożnych niż ubogich
CPI rośnie szybciej w krajach mających szybkie tempo wzrostu;
zjawiska te tłumaczy model B-S przez:
- Postęp techniczny jest szybszy w sektorze dóbr handlowych niż

niehandlowych (bo handlowe to przemysłowe a niehandlowe głównie
usługowe) oraz

- wzrost produktywności tych dóbr handlowych jest szybszy w krajach

zamożnych niż ubogich

Î poziom CPI jest wyższy w krajach zamożnych
(gdyż wzrost produktywności dóbr handlowych podnosi płace w całej
gospodarce a to z kolei wymusza wzrost cen (większy niż produktywność) dóbr
niehandlowych
- np. ceny dóbr niehandlowych wyższe w Szwajcarii niż w Indiach (chociaż
bezwzględny poziom produktywności jest wyższy w Szwajcarii niż w Indiach)

 JJ Michalek

Model Baumola-Bowena (1966)

- Ceny dóbr zawierających duży udział usług szybciej rosną w

gospodarce (edukacja, ochrona zdrowia, bankowość) niż
pozostałych

- bo wzrost produktywności w tych (pracointensywnych) usługach

sektorach był wolniejszy niż w kapitałointensywnych

(podobieństwo w obu teoriach dóbr niehandlowych i intensywnie
usługowych ale nie tożsamość)
- występowania efektu B-B może być niewystarczające do
wystąpienia efektu Balassa-Samuelsona

 JJ Michalek

Badania empiryczne efektu

B-S i B-B

• Badania empiryczne: efekt B-S może być

odpowiedzialny za część zmian w PPP (np. tak

wyjaśniał aprecjację jena do dolara w latach 80.

Marston (1987)).

• Ale potrzebna jest również strona popytowa do

analizy

• Np.: czy rządy systematycznie kupują więcej dóbr

niehandlowych?

• W badaniach empirycznych czynniki popytowe mają

relatywnie mniejsze znaczenie.

 JJ Michalek