Jerzy Czesław Ossowski

Katedra Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem

Wydział Zarz dzania i Ekonomii

Politechnika Gda ska

Seminarium Naukowe Katedry Ekonomii I Zarz dzania Przedsi biorstwem Politechniki Gda skiej

nt.: GOSPODARKA POLSKI W OKRESIE TRANSFORMACJI,

27-28 wrzesie 1996 r. Jastrz bia Góra,

PRZYCZYNOWO-SKUTKOWA ANALIZA OBROTÓW HANDLU

ZAGRANICZNEGO POLSKI

1. WPROWADZENIE

W teorii makroekonomii podkre la si znaczenie wielko ci obrotów handlu

zagranicznego, jego zbilansowania i struktury w rozwoju gospodarczym ka dego kraju.

Dlatego wiele uwagi po wi ca si czynnikom sprzyjaj cym wzrostowi obrotów handlu

zagranicznego oraz skutkom wynikaj cym z niezbilansowania eksportu i importu

/por.:[1]s.290-330, [2]s.345-367, [3]s.524-564, [5]s.220-239, [7]s.411-500/. W ród

podstawowych czynników wpływaj cych na wielko eksportu i importu wymienia si

najcz ciej:

- kurs waluty danego kraju,

- ceny w eksporcie i imporcie,

- wielko realnych dochodów, tym samym wielko realnego PKB,

- stopie protekcjonizmu danego kraju.

Powszechnie uznaje si , i spadek kursu waluty danego kraju, przy innych

niezmienionych warunkach, prowadzi do wzrostu eksportu oraz spadku importu. Wynika to z

faktu, i w takiej sytuacji produkty eksportowane staj si na rynkach innych krajów ta sze. Z

kolei ceny produktów importowanych - po przeliczeniu na walut krajow - b d wy sze.

Abstrahuj c od przyczyny zmiany kursu, sytuacja ta prowadzi b dzie w krótkim okresie do

wzrostu nadwy ki w bilansie handlowym. W ten sposób wypracowana nadwy ka w długim

okresie prowadzi mo e do wzrostu inflacji. Wynika to z faktu, i wzrastaj cemu

strumieniowi dochodów nie b dzie towarzyszył jednakowej wielko ci strumie dostaw na

rynek krajowy dóbr i usług. Grozi to nadmiern poda pieni dza krajowego. Aby

zniwelowa skutki tego czynnika wzrostu inflacji bank centralny zastosowa mo e

sterylizacj pieni dza krajowego /por.:[1]s.308-309/. Innym rozwi zaniem zapobiegajacym

wzrostowi inflacji jest próba poprawienia opłacalno ci importu, a wi c zwi kszenie masy

towarowej na rynku krajowym, poprzez obni enie ceł na niektóre towary, wzgl dnie

wprowadzenie kwot towarowych zwolnionych z opłat celnych [por.:[5]s.230/.

W sytuacji wzrostu kursu waluty krajowej obserwowa b dziemy tendencj spadkow

eksportu oraz wzrostow importu. W praktyce prowadzi to do ujemnego salda handlowego a

tym samym płatniczego. Faktycznie oznacza to wzrost konkurencyjno ci towarów

importowanych na rynku krajowym. Odpowiedzi na to mo e by próba ochrony

producentów krajowych - wynikaj ca z ich nacisku na rz d - poprzez wzrost ceł na wybrane

towary wzgl dnie ustalenie kontyngentów kwot wybranych towarów lub wr cz

wprowadzenia embarga na ich import /por.:[2]s.362, [7]s.420]. Gł bsza analiza skutków tak

rozumianej polityki protekcjonistycznej wskazuje, i eliminuje ona efektywno wynikajac

ze specjalizacji i mi dzynarodowego podziału pracy. Ponadto prowadzi do wzrostu kursu

waluty krajowej a tym samym niweluje du cz

zakładanego efektu protekcji. Ponadto

polityka protekcjonistyczna wywoła mo e zastosowanie przez partnerów handlowych

rodków odwetowych /por.:[2]s.364-365, [7]s.420, 450-463]. Ogólnie jednak mo emy

mówi , e polityka protekcjonistyczna pa stwa w swych zało eniach prowadzi ma do

poprawy stosunku kosztów eksportu do kosztów importu. Powstaje pytanie, czy w sztuczny

sposób polegaj cy na tej formie ingerencji pa stwa jest si w stanie osi gn efekty, które

osi ga si przy rynkowej poprawie terms of trade?.

Wpływ zmiany cen towarów i usług w eksporcie i imporcie na saldo bilansu

płatniczego tylko z pozoru wygl da podobnie do wpływu zmiany kursu waluty krajowej.

Zauwa my bowiem, e wzrost cen na rynku wiatowym (faktycznie na rynku importera)

towarów i usług eksportowanych przez dany kraj prowadzi do wzrostu realnej warto ci

eksportu wywołuj c jednocze nie wzrost poda y kraju eksportujacego. Zwi ksza to dochody

podmiotów gospodarczych a po rednio dochody ludno ci. Przy zało eniu stałosci innych

czynników - w tym cen towarów importowanych - obserwowa b dziemy:

a) popraw bilansu handlowego,

b) zwi kszony popyt globalny.

Obecnie jednak popyt mo e zosta zrównowa ony poda produktów w warunkach

nieinflacyjnych. Wynika to mi dzy innymi z faktu poprawy terms of trade, a wi c stosunku

kosztów eksportu do importu. Obecnie bowiem za tak sam kwot towarów eksportowanych

zakupi mo na wi ksz kwot towarów importowanych. Powstała w ten sposób nadwy ka

bilansowa w postaci rezerw dewizowych - wymienionych na walut krajow trafiaj c w r ce

ludno ci - znajduje swoje pokrycie w towarze na rynku. W tym kontek cie zauwa my, e

wzrost produktu krajowego - a wi c dochodów ludno ci - wynikaj cy z poprawy

produktywno ci czynników produkcji wywoła skutki podobne do skutków spowodowanych

popraw terms of trade. Wzrost dochodów, poparty wzrostem efektywno ci gospodarowania,

umo liwia wzrost eksportu po ni szych cenach przy jednocze nie ni szych kosztach

wytwarzania. Zapewnia to nadwy k umo liwiaj c wzbogacenie oferty towarów

importowanych bez naruszenia bilansu handlowego. W tym mi dzy innymi sensie mamy

prawo mówi , i wzrost dochodów realnych prowadzi do zwi kszonej skłonno ci konsumpcji

towarów importowanych.

2. WST PNE ZAŁO ENIA BADAWCZE

Powy sze rozwa ania stanowiły punkt wyj cia przy formułowaniu hipotez roboczych

dotycz cych relacji przyczynowo-skutkowych. Wst pnie zało ono, e czynniki kształtujace

obroty handlu zagranicznego z niejednakow moc wpływaj na eksport i import. Skłaniało to

do rozpatrywania oddzielnie relacji dotycz cych eksportu oraz importu.

Przyst puj c do analizy przyczynowo-skutkowej dotycz cej globalnego eksportu i

importu towarów nale ało wzi pod uwag nast puj ce wła ciwo ci materiału

statystycznego:

1) eksport i import towarów mierzony był w USD,

2) dane statystyczne miesi czne obejmowały lata 1993 -1996.

Pierwszy z faktów skłaniał do posługiwania si głównie kursem USD. Drugi z faktów

wskazuje na mo liwo wyst powania opó nie czasowych w zbiorze zmiennych

obja niaj cych. Z podobnym przypadkiem spotykamy si u L.R. Kleina /por.:[4]s.53-56/,

gdzie autor rozpatrywał kwartalny model eksportu Anglii do strefy dolarowej. Wykorzystuj c

dane kwartalne stwierdził jednookresowe opó nienie w oddziaływaniu kursu funta wzgl dem

dolara oraz cen w eksporcie na wielko tego eksportu. Tym bardziej nale y liczy si z

op nieniami w przypadku posługiwania si danymi miesi cznymi.

3. MODEL EKSPORTU

Konstruuj c model dotycz cy eksportu postawiono zbiór nast puj cych hipotez:

a) hipotez o dodatnim wpływie na wielko eksportu cen towarów w eksporcie,

b) hipotez o ujemnym wpływie cen krajowych na wielko eksportu,

c) hipotez o dodatnim wpływie na wielko eksportu kursu USD wzgl dem złotówki

(a wi c ujemnym wływie kursu złotówki wzgl dem dolara)

d) hipotez o ujemnym wpływie kursu USD wzgl dem marki niemieciej (DM) na

eksport,

e) hipotez o opó nionym oddziaływaniu wymienionych wcze niej czynników na

eksport,

f) hipotez o wyst powaniu efektów sezonowych .

Hipoteza (a) wynika bezpo rednio z wniosków sformułowanych w trakcie omawiania

zagadnie dotycz cych wpływu terms of trade na obroty handlu zagranicznego.

Zatrzymajmy si na chwil przy hipotezie (b). Zauwa my, e wzrost cen na rynku

krajowym prowadzi do:

1) wzrostu kosztów produkcji producentów krajowych, w tym eksporterów,

2) relatywnie wy szych cen na rynku krajowym w stosunku do cen w eksporcie w

warunkach stało ci pozostałych czynników.

Sytuacja pierwsza prowadzi b dzie w uj ciu mikroekonomicznym do ogólnego

spadku poda y przez poszczególnych producentów. Z kolei sytuacja druga zach ca b dzie

do wzrostu poda y na rynek krajowy. Oznacza to faktycznie, i bardziej opłacalna staje si

sprzeda na rynku krajowym ani eli zagranicznym. W rezultacie powinni my obserwowa

spadek eksportu.

Hipoteza (c) tylko z pozoru wydaje si oczywista. Zauwa my bowiem, e wzrost

kursu dolara wzgl dem złotówki, przy niezmienno ci innych czynników, oznacza spadek

kursu złotówki wzgl dem innych walut. To z kolei ma wpływ na wzrost eksportu. mierzonego

ilo ciowo. Poniewa obecnie za jednego dolara otrzymuje si wi ksz ilo złotówek, wi c

eksport mierzony w walucie krajowej równie wzro nie. Pami tajmy jednak, e w

rozpatrywanym tutaj przypadku obroty handlu zagranicznego mierzone s w USD. Poniewa

zało yli my deprecjacj złotówki, wi c za jej jednostk otrzymujemy mniejsz ilo dolarów.

Prowadzi to b dzie do pomniejszenia obrotów mierzonych w dolarach ameryka skich.

Reasumuj c powiemy, e potwierdzenie hipotezy (c) w zarysowanych warunkach oznacza

b dzie na tyle wielki wzrost eksportu wynikaj cy ze spadku kursu złotówki, e po

przeliczeniu na dolary osi gni te zostan korzy ci netto mierzone w tym wypadku silniejsz

walut .

Postawienie hipotezy (d) wynika z faktu, i RFN jest najwi kszym importerem

polskich towarów. Oznacza to, e zmiana kursu dolara wzgl dem marki prowadzi do zmiany

wielko ci eksportu mierzonego w dolarach.

Zweryfikowanie hipotezy (e) pozwoli sformułowa wnioski dotycz ce szybko ci

reakcji eksporterów na zmian czynników maj cych wpływ na wielko eksportu.

Hipoteza (f) o wyst powaniu efektów sezonowych jest spowodowana charakterem

materiału statystycznego. W analizie wykorzystuje si dane miesi czne, co wymaga

sprawdzenia tego rodzaju hipotezy.

W rezultacie rozpatrzono relacj o postaci ogólnej:

(1) EX

t

= EX(ICE

t-k

, ICK

t-l

, USD

t-m

, ODUS

t-n

, V

ti

)

(+) (-) (+) (-)

gdzie:

EX

t

- wielko eksportu w okresie t,

ICE

t-k

- ceny towarów w eksporcie w okresie t-k,

ICK

t-l

- indeks cen dóbr konsumpcyjnych i usług w okresie t-l

USD

t-m

- kurs USD w złotówkach w okresie t-m,

ODUS

t-n

- kurs USD w markach niemieckich (DM) w okresie t-n,

V

ti

= m

ti

- m

t1

, i

≠≠≠≠

1

m

ti

- zmienna zero-jedynkowa przyjmuj ca warto 1 w i-tym miesi cu.

Opó nienia k, l, m, n - mierzone liczb miesi cy - wskazywa maj na fakt, i decyzje

o eksporcie podejmuje si z pewnym wyprzedzeniem w oparciu o informacje ekonomiczne z

danego okresu. Znaki umieszczone pod zmiennymi wskazuj na hipotetyczny kierunek

oddziaływania zmiennych obja niaj cych na zmienn obja nian . Ustalenie wła ciwych

opó nie czasowych stanowiło szczególne utrudnienie w trakcie estymacji. Do ostatecznych

rezultatów dochodzono metod kolejno powtarzanych prób. Z uwagi na fakt, e wiele

informacji statystycznych wykorzystywanych w modelu uj tych było w postaci

niemianowanych indeksów, aby ułatwi interpretacj zdecydowano si na multyplikatywn

posta modelu (1). W trakcie weryfikacji empirycznej modelu dokonywano wielokrotnego

przeformułowywania jego pocz tkowej postaci. Oszacowana Metod Najmniejszych

Kwadratów zlinearyzowana ostateczna wersja modelu multyplikatywnego przedstawia si

nast puj co:

t

ti

2

t

)

52

.

10

(

2

t

)

1

,

10

(

3

t

2

t

)

04

,

2

(

)

2

t

1

t

)

82

.

1

(

)

04

.

8

(

t

uˆ

)

V

(

fˆ

....

..........

..........

..........

..........

ODUS

ln

63

.

1

USD

ln

8

.

0

)

ICK

/

ICK

ln(

64

.

1

)

ICE

/

ICE

ln(

44

,

0

79

,

3

EX

ln

).

2

(

++++

++++

++++

−−−−

++++

−−−−

++++

====

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

gdzie oszacowana funkcja składnik sezonowego definiowana jest jako:

t

10

t

)

39

,

2

(

8

t

)

0

,

2

(

3

t

)

19

,

4

(

ti

uˆ

V

06

,

0

V

05

,

0

V

11

,

0

)

V

(

fˆ

++++

++++

−−−−

====

R

2

=0,96 DW = 1,993

u

ˆσσσσ

= 0,049

Model ten z punktu widzenia statystycznego uzna mo na za stosunkowo dobry. Na

podstawie współczynnika determinacji (R

2

) powiemy, e udział zmienno ci teoretycznej

zlinearyzowanej formy modelu w zmienno ci empirycznej tej formy modelu wynosi 96%. Na

podstawie warto ci statystyki Durbina-Watsona wykluczy mo emy z du ym

prawdopodobie stwem wyst pienie autokorelacji składnika losowego. Zauwa my

jednocze nie, i przeci tny geometryczny udział reszt w teoretycznym poziomie eksportu

wynosi około 4,9%, co odczytujemy z warto ci odchylenia standardowego zlinearyzowanej

formy modelu. Warto ci statystyk t-Studenta znajduj ce si w nawiasach pod ocenami

parametrów, wskazuj na statystycznie istotny wpływ zmiennych obja niaj cych na zmienn

obja nian . Szansa popełnienia pomyłki w ka dym z przypadków praktycznie nie przekracza

5%. W przypadku eksportu wszystkie z postawionych hipotez roboczych znalazły swoje

statystyczne potwierdzenie. Na uwag zasługuje fakt, e

wszystkie z wyró nionych

czynników oddziaływuj na eksport z opó nieniami czasowymi. Daje to podstaw do

formułowania w miar wiarygodnych wniosków o charakterze ekonomicznym. W tym celu

posta strukturalna modelu została zdelogarytmowana. Ostatecznie posta multyplikatywna

modelu przedstawia si nast puj co:

(3)

t

uˆ

)

ti

V

(

fˆ

63

,

1

2

t

8

.

0

2

t

64

,

1

3

t

2

t

44

,

0

2

t

1

t

t

e

e

ODUS

USD

ICK

ICK

ICE

ICE

37

,

44

EX

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

====

Zauwa my, e wykładniki pot g s stałymi elastyczno ciami. Pozwala to na

sformułowanie nast puj cego zbioru wniosków:

1) W warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost cen w eksporcie o 1% w

danym miesi cu w stosunku do miesi ca poprzedniego prowadzi do wzrostu eksportu w

miesi cu nast pnym o 0,44%.

2) W warunkach stało ci pozostałych zmiennych jednoprocentowy wzrost cen dóbr

konsumpcyjnych na rynku krajowym w danym miesi cu w stosunku do miesi ca go

poprzedzaj cego prowadził do spadku eksportu po dwóch miesi cach o 1.64%.

3) W warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost kursu dolara o 1% ( a wi c

spadku kursu złotówki wzgl dem dolara) w danym miesi cu prowadzi do wzrostu eksportu

po dwóch miesi cach o 0,8%.

4) W warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost kursu dolara wzgl dem marki

niemieckiej ( a wi c spadku kursu marki wzgl dem dolara) w danym miesi cu prowadzi do

spadku warto ci eksportu o 1,63% po dwóch miesi cach.

4) W warunkach stało ci pozostałych zmiennych jednoprocentowy wzrost cen dóbr

konsumpcyjnych na rynku krajowym w danym miesi cu w stosunku do miesi ca go

poprzedzaj cego prowadził do spadku eksportu po dwóch miesi cach o 1.63%.

Zauwa my, e funkcja regresji oszacowana została na poziomie warunkowej redniej

geometrycznej. Okre laj c zmiany o charakterze sezonowym powinni my o tym pami ta .

Obecnie mo emy powiedzie , e przy niezmienionym poziomie czynników uwzgl dnionych

w modelu zaobserwowano przeci tnie 11-to procentowy sezonowy przyrost eksportu w

miesi cu marcu w stosunku do poziomu wyznaczonego przez zidentyfikowane czynniki. Z

kolei w sierpniu zaobserwowano ponad 5-cio procentowy spadek eksportu. Dodatkowy

przyrost eksportu o około 6% ponad poziom wynikaj cy z czynników uwzgl dnionych w

modelu obserwowali my w miesi cu pa dzierniku. Mo na jednocze nie stwierdzi , i z

przyczyn o charakterze sezonowym w miesi cu styczniu nast pował spadek eksportu o około

12%. W pozostałych miesi cach eksport przebiegał na poziomie wyznaczonym przez

czynniki uwzgl dnione w modelu. Faktycznie omawiane tutaj zmiany sezonowe, wynikaj z

okre lonych przyczyn, których nie potrafili my zidentyfikowa . Potrafili my jedynie

zmierzy efekty powtarzaj ce si z coroczn regularno ci . Zidentyfikowanie której z

przyczyn tych waha i wprowadzenie zmiennej opisuj cej t przyczyn do zbioru zmiennych

obja niaj cych nie powinno naruszy przyczynowo-skutkowego członu modelu.

Spowodowałoby to jednak zmian tak obliczonych efektów sezonowych. Oznacza to, e

analiza tego typu sezonowo ci ma raczej charakter pomocniczy przy respecyfikacji modeli

ekonometrycznych

4. MODEL IMPORTU

Przy konstruowaniu modelu importu postawiono zbiór nast puj cych hipotez

roboczych:

a) hipoteza o ujemnym wpływie na import cen dóbr w imporcie,

b) hipoteza o dodatnim wpływie cen na rynku krajowym na wielko import,

c) hipoteza o ujemnym wpływie na wielko importu kursu USD wzgl dem złotówki

(a wi c dodatnim wpływie kursu złotówki wzgl dem dolara na wielko importu)

d) hipotez o oddziaływaniu na import kursu USD wzgl dem marki

niemieckiej (DEM)

e) hipoteza o dodatnim wpływie produktu krajowego na import,

f) hipoteza o wyst powaniu opó nie w oddziaływaniu czynników,

g) hipoteza o wyst powaniu efektów sezonowych.

Przedstawiona tutaj hipoteza (a) wynika bezpo rednio z wniosków sformułowanych w

cz ci wst pnej artykułu.

Formułuj c hipotez (b) uznano, e w warunkach niezmienno ci pozostałych

czynników wzrost cen na rynku krajowym zach ca b dzie importerów do zwi kszenia

zakupów na rynkach zagranicznych celem zwi kszenia sprzeda y na rynku krajowym.

Poniewa kurs dolara jest stały, wi c nawet przy niezmienionych dostawach importerzy

osi gn wi ksze przychody zarówno w walucie krajowej jak i w dolarach. Poniewa sytuacja

ta mo e si w krótkim czasie zmieni , zach ca to importerów do mo liwie szybkich reakcji.

Wzrost kursu dolara przy innych niezmienionych warunkach prowadzi b dzie do

spadku wolumenu importu. W przeliczeniu na złotówki spadek ten powinien by

wyra niejszy. W rezultacie przeliczaj c import ten na dolary spadek importu powinien by

potwierdzony empirycznie, co uprawomocnia postawienie hipotezy (c).

Hipoteza (d) ma faktycznie charakter koryguj cy z uwagi na fakt , i du a cz

obrotów Polski zwi zana jest z rynkiem niemieckim. Je li nast pi wzrost kursu dolara

wzgl dem marki wówczas przy stało ci kursu dolara wzgl dem złotego musi nast pi spadek

kursu marki wzgl dem złotówki. Spowoduje to wi ksz skłonno do importu towarów i

usług z rynku niemieckiego. Powstaje pytanie, czy w przeliczeniu na dolary, silniejsze

wzgl dem marki, import ten b dzie wi kszy czy mniejszy?.Oczywi cie istnieje mo liwo , e

efekt wzrostu importu zostanie zniwelowany wzrostem kursu dolara wzgl dem marki.

Zweryfikowanie hipotezy (e) w sposób bezpo redni jest niemo liwe z uwagi na

zrozumiały brak informacji o miesi cznej wielko ci PKB. W rezultacie jako wielko

symptomatyczn potraktowano produkcj sprzedan przemysłu.

Wst pnie postawiona hipoteza (f) o wyst powaniu opó nie czasowych w

oddziaływaniu wyró nionych czynników na import nie została potwierdzona w trakcie bada

empirycznych.

Wskazywałoby to na fakt, i reakcje importerów na zmian warunków

ekonomicznych s stosunkowo szybkie i zamykaj si okresem co najwy ej miesi cznym.

Hipoteza (g) o sezonowo ci postawiona została z podobnych przyczyn jak w

przypadku eksportu.

W sposób formalny zbiór postawionych powy ej hipotez zapisa mo emy

nast puj co:

(4) IM

t

= IM( ICI

t

, ICK, USD

t

, ODUS

t

, IPM

t

, V

ti

)

(-) (+) (-) (+)

gdzie:

IM

t

- wielko importu w mln. USD w okresie t,

ICI

t

- ceny towarów w imporcie (indeks) ,

ICK

t

- indeks cen dóbr konsumpcyjnych w Polsce,

USD

t

- kurs dolara w złotych,

IPM

t

- indeks produkcji sprzedanej przemysłu ( produkcja przetwórcza),

ODUS

t-i

- kurs USD w markach niemieckich (DM) w okresie t-m,

V

ti

= m

ti

- m

t1

, i ≠ 1

m

ti

- zmienna zero-jedynkowa przyjmuj ca warto 1 w i-tym miesi cu.

Podobnie jak w przypadku modelu opisuj cego eksport posłu ono si tutaj modelem

multyplikatywnym ze stałymi elastyczno ciami czynników. Przy wykorzystaniu metody

najmniejszych kwadratów stwierdzono wyst powanie istotnej statystycznie autokorelacji

składników losowych. Celem usuni cia jej skutków, przy ostatecznym szacowaniu

parametrów strukturalnych, zastosowano iteracyjn metod Newtona-Raphsona. Rezultaty

zadawalaj ce osi gni to przy ósmej iteracji. Wyniki oszacowa zlinearyzowanej wersji

modelu przedstawiaj si nast puj co:

(5)

t

ti

t

)

69

,

3

(

t

)

7

,

1

(

t

)

09

,

2

(

t

)

32

,

5

(

t

)

13

,

2

(

)

7

.

6

(

t

uˆ

)

V

(

fˆ

IPM

ln

76

,

0

ODUS

ln

58

,

0

USD

ln

74

,

0

ICK

ln

34

,

1

ICI

ln

78

,

0

4

,

11

IM

ln

++++

++++

++++

−−−−

−−−−

++++

−−−−

====

gdzie:

12

t

)

32

,

2

(

9

t

)

95

,

3

(

11

t

)

12

,

3

(

9

t

)

84

,

1

(

8

t

)

74

,

1

(

t

V

065

,

0

V

19

,

0

V

11

,

0

V

059

,

0

V

048

,

0

)

V

(

fˆ

++++

−−−−

++++

−−−−

−−−−

====

R

2

= 0,962 DW = 2,108

0578

,

0

ˆ

u

±±±±

====

σσσσ

Otrzymane tu rezultaty oszacowa uzna mo na za zadawalaj ce, podobnie jak w

przypadku modelu opisuj cego eksport. Celem zinterpretowania wpływu wyró nionych

zmiennych posta (5) została zdelogarytmowana. W tej wersji przedstawia si ona

nast puj co:

(6)

)

ti

m

(

fˆ

76

,

0

t

058

,

t

74

,

0

t

34

,

1

t

781

,

0

t

t

e

IPM

ODUS

USD

ICK

ICI

1

,

92967

IM

−−−−

−−−−

−−−−

====

Na podstawie przedstawionej powy ej relacji sformułowa mo emy nast puj ce

wnioski:

1) W warunkach stało ci pozostałych zmiennych, wzrost cen w imporcie o 1 % w

miesi cu i-tym prowadził do spadku importu w tym samym miesi cu o około 0,781%.

2) W warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost cen dóbr konsumpcyjnych na

rynku krajowym o 1% powodował przeci tny przyrost importu o 1,34%.

3) W warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost kursu dolara o 1% w miesi cu

i-tym wywoływał w tym samym miesi cu przeci tny spadek importu o 0,737%.

4) w warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost kursu USD wzgl dem DEM o

1% prowadził do spadku importu wyra onego w USD o 0.58%.

5) w warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrostowi produkcji sprzedanej

przemysłu o 1% towarzyszył przeci tny przyrost importu o 0.76 %.

Ostatni z wniosków jest konsekwencj przyj cia zało enia w my l którego, wzrostowi

produkcji powinien towarzyszy przyrost dochodów uczestników tego procesu. Wzrost

dochodów producentów, przy stało ci cen, prowadzi do wzrostu popytu zarówno

produkcyjnego (inwestycje w rodki trwałe i zaopatrzeniowe), jak i konsumpcyjnego.

Analizy sezonowo ci, z przyczyn o których pisali my przy omawianiu modelu eksportu, w

tym miejscu nie b dziemy ju omawia .

5. UWAGI KO COWE

W trakcie przeprowadzonej analizy empirycznej potwierdzone zostały formułowane w

sposób aprioryczny na gruncie makroekonomii prawidłowo ci dotycz ce eksportu i importu.

W artykule sformułowano szereg wniosków szczegółowych dotycz cych wpływu cen w

imporcie i eksporcie, cen na rynku krajowym , kursu dolara wzgl dem złotówki, kursu dolara

wzgl dem marki oraz produktu krajowego na wielko mi dzynarodowych obrotów

handlowych Polski. Obok tych wniosków szczegółowych wykazano, i importerzy

dostosowuj si do zmian rynkowych szybciej ani eli eksporterzy. Zmiany czynników

kształtuj cych eksport wywieraj wpływ na jego poziom z opó nieniami si gaj cymi

niekiedy kilku miesi cy. W przypadku importu tego rodzaju opó nie nie stwierdzono.

BIBLIOGRAFIA

[1] Begg D., Fischer S., Dornbusch R., Ekonomia t.2, PWE, Warszawa 1992
[2] Hall R. E., Taylor J.B., Makroekonomia - teoria, funkcjonowanie i polityka, PWN,
Warszawa 1995
[3] Hardwick P., Khan B., Langmead J. An Introduction to Modern Economics, Longman,
London and New York 1994
[4] Klein L.R.: Wst p do ekonometrii, PWE, Warszawa 1965
[5] Nasiłowski M., System rynkowy, Wydawnictwo Key Text, Warszawa 1993
[6] Ossowski J. : Własno ci interpretacyjne składnika zakłócaj cego w modelu
multyplikatywnym, Przegl d Statystyczny, nr 2, 1989, s.131-142.
[7] Samuelson P. A., Nordhhaus W. D., Ekonomia 2, PWN, Warszawa 1996
[8] Theil H.: Zasady ekonometrii, PWN, Warszawa 1984.

[9] Biuletyny statystyczne GUS z lat 1993-1996, GUS, Warszawa

A CAUSE-EFFECT ANALYSIS OF POLISH INTERNATIONAL TRADE

The first part of this article relates to the factors which influence international trade. Following on from this

analysis, monthly econometric models are presented covering Polish exports and imports during the perid of 1993-1996. In

conclusion, the principal factors which influence Polish exports and imports are indicated.