ROZDZIAŁ 11
WPŁYW ZMIAN KURSU WALUTOWEGO NA RYNEK PRACY
Abstrakt
Ocena wpływu zmian kursu walutowego na rynek pracy jest szczególnie istotna dla polskiej gospodarki w najbliższych latach. Spośród magicznego czworokąta celów polityki stabilizacji (wysoka i stabilna dynamika wzrostu gospodarczego, stabilny poziom cen, pełne zatrudnienie, równowaga w stosunkach z zagranicą) sytuacja na rynku pracy przedstawia się obecnie najgorzej. Dlatego też interesujące wydaje się być określenie potencjalnego wpływu aprecjacji złotego na wysokość stopy bezrobocia w naszym kraju. W ciągu kilku najbliższych lat można się bowiem spodziewać realnego umocnienia polskiej waluty. Zjawisko to będzie niezależne od kształtowania się polskich obrotów handlowych. Spadek realnego kursu walutowego może wynikać z napływu kapitału zagranicznego do naszego kraju związanego z subwencjami unijnymi oraz napływem inwestycji bezpośrednich.
Celem artykułu jest empiryczna weryfikacja koncepcji teoretycznych wyjaśniających wpływ zmian kursu walutowego na rynek pracy w wybranych krajach, charakteryzowany poprzez stopę bezrobocia.
Analiza empiryczna została przeprowadzona dla dwóch grup krajów. Pierwsza z nich obejmuje systemy o ustabilizowanej gospodarce rynkowej. Należą do nich: Niemcy, Francja, Holandia, Włochy, Wielka Brytania i Stany Zjednoczone. Druga grupa krajów są to państwa Europy Środkowo – Wschodniej: Polska, Czechy, Węgry i Słowacja. Wybór krajów o różnej sytuacji gospodarczej oraz różnych systemach kursu walutowego umożliwił porównanie poszczególnych krajów i pozwolił na wyciągnięcie ogólnych wniosków dotyczących wpływu zmian kursu walutowego na sytuację na rynku pracy.
Zakres czasowy jest różny dla poszczególnych krajów, co wynika z dostępności porównywalnych danych statystycznych. Dla Francji, Holandii, Stanów Zjednoczonych, Wielkiej i Włoch obejmuje lata 1980 – 2005. Dane dla gospodarki Niemiec zostały poddane analizie w okresie po zjednoczeniu. W przypadku Polski oraz Czech, Węgier i Słowacji okres ten obejmuje lata 1995 – 2005. Jego przyjęcie wynika z dostępności porównywalnych danych empirycznych dla analizowanej grupy krajów.
Zakres przedmiotowy obejmuje dla wszystkich krajów takie szeregi danych, jak: stopa bezrobocia oraz realny kurs walutowy, produkt krajowy brutto, produkcja przemysłowa i wysokość wynagrodzeń godzinowych. W przypadku Francji, Holandii, Stanów Zjednoczonych, Wielkiej Brytanii, Czech i Węgier uwzględniono także koszty pracy oraz wynagrodzenia miesięczne. Analizowane wskaźniki uznano za potencjalne determinanty kształtowania się stopy bezrobocia.
Teoretyczne koncepcje wpływu kursu walutowego na rynek pracy Kurs walutowy może wpływać na rynek pracy pośrednio i bezpośrednio. Wpływ pośredni odbywa się poprzez oddziaływanie na wielkość eksportu i importu oraz, co za tym idzie, na kształtowanie się produkcji przemysłowej oraz produktu krajowego brutto. Zmiany kursu walutowego wpływają na relatywne koszty pracy w danym kraju w stosunku do kosztów pracy za granicą. Umocnienie się waluty krajowej może zatem wywierać na rynek pracy
Ryszard Stefański
wpływ zbliżony do wzrostu płac przy braku zmiany wydajności pracy. Oznacza to, że może to doprowadzić do odpływu miejsc pracy za granicę. Jest to wpływ bezpośredni kursu walutowego na rynek pracy.
Ocena wpływu kursu walutowego na rynek pracy zależy od tego, czy analiza oparta jest na poglądach ekonomii neokeynesowskiej czy neoklasycznej. Zgodnie z koncepcją racjonalnych oczekiwań zmiany kursu walutowego nie powinny wywierać żadnego wpływu na wielkość zatrudnienia tak w krótkim, jak i w długim okresie (Spahn, 1997). Według H.
Sieberta bezrobocie jest wywołane problemami rynku pracy a nie niskim realnym kursem walutowym i może zostać rozwiązane jedynie poprzez dostosowanie płac (Siebert, 1997).
Wpływ zmian realnego kursu walutowego na poziom bezrobocia jest wątpliwy, a nawet jeśli występuje, jest on stosunkowo niewielki. Oddziaływanie na sytuację na rynku pracy za pomocą kursu walutowego jest zatem nieskuteczne. Stabilizacja tego rynku powinna opierać się na innych instrumentach polityki makroekonomicznej, które są w tym zakresie bardziej skuteczne (Genberg, 1989). Zmiany realnej wartości pieniądza krajowego wywołują dostosowania strukturalne i przepływ siły roboczej do branż o wyższej wydajności pracy, co jest korzystne w długim okresie.
Przedstawiciele szkoły neokeynesowskiej uważają natomiast, że realna aprecjacja powoduje takie same skutki na rynku pracy, jak wzrost płacy nie powiązany ze wzrostem wydajności pracy. Dostosowanie gospodarki następuje poprzez likwidację miejsc pracy o niższej wydajności pracy (Sievert, 1997). Pełne zatrudnienie na wymaga zatem aktywnej polityki kursu walutowego. Realna aprecjacja waluty krajowej negatywnie oddziałuje na dynamikę wzrostu gospodarczego oraz wielkość zatrudnienia (Utzig, 1997).
Mechanizmy prowadzące do równowagi na rynku pracy i pełnego zatrudnienia mogą być deformowane poprzez zmiany kursu walutowego w dwóch przypadkach: po pierwsze przy pełnym zatrudnieniu wzrost wartości pieniądza krajowego wynikający z napływu kapitału zagranicznego może zwiększyć koszty pracy i doprowadzić do wzrostu bezrobocia. W
przypadku niepełnego zatrudnienia może zdarzyć się, że nawet w przypadku spadku płac nie nastąpi wzrost zatrudnienia i spadek bezrobocia, ponieważ spadek płac może być zneutralizowany przez wzmocnienie się pieniądza krajowego. Realne umocnienie pieniądza krajowego może doprowadzić także do takiej sytuacji, że przedsiębiorstwa zmniejszą ceny swoich produktów. Jeśli nie spowoduje to spadku płac może przyczynić się do ograniczenia rentowności przedsiębiorstw. W takiej sytuacji wywoła to do spadek zatrudnienia, ponieważ część przedsiębiorstw może ograniczyć produkcję lub zostać zamknięta. Nawet jeśli w późniejszym okresie nastąpi realne osłabienie waluty utracone miejsca pracy mogą już nie zostać odtworzone. Oznacza to, że krótkookresowe wahania kursu walutowego mogą wywierać negatywne skutki na wielkość zatrudnienia w długim okresie.
Metodologia badań empirycznych
Analizy empiryczne oparto na danych statystycznych pochodzących z OECD. Dane dotyczące produktu krajowego brutto oraz produkcji przemysłowej wykorzystano w cenach stałych dla 2000 roku. W danych empirycznych przyjęto, że czynnikami, które mogą wywierać potencjalny wpływ na kształtowanie się stopy bezrobocia oraz wielkości zatrudnienia są realny kurs walutowy, produkt krajowy brutto, produkcja przemysłowa, koszty pracy oraz wysokość wynagrodzeń. Za realny kurs walutowy przyjęto wskaźnik określający wartość pieniądza krajowego w stosunku do walut głównych partnerów handlowych ważony ich udziałem w eksporcie i imporcie danego państwa. Wzrost realnego kursu walutowego oznacza aprecjację pieniądza krajowego i odwrotnie.
W badaniach empirycznych wykorzystano analizę korelacji i regresji oraz test przyczynowości Grangera. W pierwszej kolejności wszystkie szeregi czasowe oczyszczono
Wpływ zmian kursu walutowego na rynek pracy 119
sezonowo i usunięto z nich wahania przypadkowe poprzez zastosowanie modelu Census 2/ X-11. W ten sposób wyznaczono krzywe Hendersona dla wszystkich analizowanych zmiennych.
Tak przygotowane szeregi czasowe danych empirycznych zawierają zarówno trend, jak i wahania koniunkturalne. Postać trendu wyznaczono poprzez zastosowanie filtru Hodricka –
Prescotta. Metoda ta jest często stosowana w celu oszacowania trendu nieliniowego. Daje ona zazwyczaj dobre odwzorowanie tendencji rozwojowej. Filtr Hodricka – Prescotta jest stosunkowo prostą metodą. Postać trendu uzyskana przy jej zastosowaniu powinna spełniać następujące kryteria:
• składnik trendu powinien być mniej więcej krzywą, którą studenci zajmujący się koniunkturą gospodarczą narysowaliby poprzez serię danych,
• trend danej zmiennej powinien być liniową transformacją tej serii danych i ta sama transformacja powinna być stosowana do wszystkich analizowanych szeregów,
• schemat przekształcenia powinien być dobrze zdefiniowany i łatwo reprodukowalny (Kydland, Prescott, 1990).
Metoda ta bywa krytykowana za „mechaniczny” charakter, który umożliwia wyznaczenie trendu i wahań koniunkturalnych nawet w szeregach danych, w których one z pewnością nie występują Pomimo tego ograniczenia jest to najczęściej wykorzystywany sposób wyodrębniania wahań cyklicznych (Jaeger, 1994). Po wyznaczeniu postaci trendu dla wszystkich badanych zmiennych oszacowano szeregi odchyleń od trendu w oparciu o metodę multiplikatywną. Wyznaczono je jako: wartość empiryczna / wartość teoretyczna (trend)
*100. W ten sposób uzyskano obraz wahań poszczególnych zmiennych empirycznych.
Wszystkie szeregi danych stały się dzięki zastosowaniu tej procedury stacjonarne.
Zmniejszyło to ryzyko występowania pozornych korelacji pomiędzy badanymi zmiennymi.
Analiza empiryczna oparta na szeregach odchyleń od trendu umożliwia ocenę krótkookresowych zależności między badanymi zmiennymi.
W celu określenia czynników determinujących stopę bezrobocia w wybranych krajach przeprowadzono analizę korelacji pomiędzy badanymi szeregami, uwzględniającą możliwość występowania pomiędzy nimi wyprzedzeń i opóźnień. Na użytek analizy empirycznej przyjęto, że maksymalny okres wyprzedzenia pomiędzy badanymi zmiennymi wynosi 15
kwartałów. Przyjęcie stosunkowo długiego okresu możliwych wyprzedzeń lub opóźnień wynika z tego, że stopa bezrobocia może reagować ze znacznym opóźnieniem na zmiany czynników je determinujących. Współczynnik korelacji informuje o istnieniu współzmienności, bądź jej braku w odniesieniu do analizowanych szeregów. Występowanie współzmienności może, choć nie musi świadczyć związku przyczynowo – skutkowym między badanymi szeregami czasowymi danych empirycznych. Współczynnik korelacji nie przesądza o istnieniu takiej zależności. Analiza korelacji pozwoliła wyodrębnić szeregi danych o statystycznie istotnej współzmienności.
Dla określenia potencjalnych związków przyczynowo - skutkowych wykorzystano test przyczynowości Grangera. Pozwala on na poszukiwanie szeregów danych empirycznych wpływających na badane zmienne. Jest to jednakże przyczynowość jedynie w sensie Grangera. Metoda ta zakłada wpływ zmiennej X na zmienną Y 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 Y
(Granger, 1969). Wyniki testu przyczynowości Grangera informują także, jaki jest maksymalny okres wyprzedzenia jednego szeregu w stosunku do drugiego, przy którym może występować związek przyczynowo-skutkowy. W przypadku, gdy obydwa szeregi są równoczesne metoda ta nie pozwala na ustalenie związku przyczynowo-skutkowego. Test Grangera nie informuje także o intensywności i kierunku wpływu jednej zmiennej na drugą.
W analizie empirycznej przyjęto, że test Grangera spełniają szeregi o prawdopodobieństwie odrzucenia hipotezy o występowaniu związku przyczynowo- skutkowego mniejszym niż 5%.
Ryszard Stefański
W celu oszacowania siły i kierunku badanych szeregów na stopę bezrobocia w wybranych krajach zastosowano analizę regresji wielorakiej. Szeregi wahań czynników determinujących fluktuacje stopy bezrobocia wyznaczone w oparciu o analizę korelacji lub test przyczynowości Grangera zostały wykorzystane jako dane wejściowe do modelu regresji krokowej. Przy czym, ze względu na cel artykułu, analizowano jedynie te szeregi, w których jako potencjalna determinanta stopy bezrobocia występował realny kurs walutowy. Regresja krokowa jest to najczęściej stosowaną metodą doboru zmiennych objaśniających (Aczel, 2000). 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. Uwzględniono w niej wszystkie wyodrębnione czynniki z wyznaczonymi okresami wyprzedzenia. W kolejnych etapach analizy wyeliminowano zmienne nieistotne ze statystycznego punktu widzenia. Usunięto także część zmiennych niezależnych o silnej korelacji wzajemnej. W kolejnych etapach analizy pozostawiono jedną spośród silnie skorelowanych zmiennych niezależnych. W celu uniknięcia zjawiska koincydencji usunięto także szeregi, dla których wartość współczynnika stojącego przy zmiennej miała inny znak niż współczynnik korelacji wyznaczony dla danego okresu wyprzedzenia. W ten sposób uzyskano równania regresji dla szeregów odchyleń od trendu stopy bezrobocia w wybranych krajach.
Wyniki
Uzyskane wyniki korelacji wskazują na to, że realny kurs walutowy może potencjalnie wpływać na stopę bezrobocia. We wszystkich badanych państwach poza Włochami odnotowano istotną korelację pomiędzy badanymi zmiennymi. We Francji, Holandii, Niemczech, Stanach Zjednoczonych, Wielkiej Brytanii, Polsce, Słowacji i na Węgrzech największe współczynniki korelacji wyznaczone dla odpowiednich okresów wyprzedzenia kursu w stosunku do stopy bezrobocia wskazują na współzmienność pomiędzy badanymi szeregami czasowymi (tabela 1.). Realnemu umocnieniu waluty krajowej towarzyszy wzrost stopy bezrobocia i odwrotnie. Jest to zależność oczekiwana przez przedstawicieli szkoły neokeynesowskiej. Okres opóźnienia zmian stopy bezrobocia w stosunku do kursu walutowego wynosi od zera do trzech kwartałów. Jedynie w przypadku Wielkiej Brytanii jest on wyraźnie dłuższy i wynosi 10 kwartałów. Współczynniki korelacji przyjmują stosunkowo niskie wartości tj. od 0,3 do 0,56. W Czechach realnemu umocnieniu się korony towarzyszy spadek stopy bezrobocia w tym samym kwartale i odwrotnie.
Bardzo silną korelację zaobserwowano we wszystkich krajach pomiędzy stopą bezrobocia a koniunkturą wewnętrzną, charakteryzowaną przez produkt krajowy brutto i produkcję przemysłową. Wzrostowi PKB i produkcji przemysłowej towarzyszył spadek stopy bezrobocia i odwrotnie. W pierwszej grupie badanych gospodarek współczynniki korelacji przyjmowały w większości przypadków wartości bezwzględne od 0,8 do 0,9. W krajach Europy Środkowo- Wschodniej korelacja była słabsza. Współczynniki korelacji przyjmowały wartości od 0,4 do 0,7. Okres opóźnienia zmian stopy bezrobocia w stosunku do wahań koniunktury wewnętrznej wynosił zazwyczaj od zera do trzech kwartałów. Jedynie we Włoszech i na Węgrzech był on dłuższy i zwierał się w przedziale od czterech do siedmiu kwartałów.
Silną korelację odnotowano także pomiędzy stawką płac godzinnych i stopą bezrobocia.
Zwiększeniu wynagrodzeń towarzyszył we wszystkich badanych krajach, za wyjątkiem Słowacji, wzrost stopy bezrobocia. Współczynniki korelacji zawierały się w przedziale od 0,4
do 0,8. Podobne wnioski można sformułować dla kosztów pracy. Korelacja pomiędzy wynagrodzeniami miesięcznymi i stopą bezrobocia była wyraźnie mniejsza niż w przypadku godzinowych stawek płac.
Wpływ zmian kursu walutowego na rynek pracy 121
Tabela 1. Korelacja szeregów wahań stopy bezrobocia i czynników ją determinujących w wybranych krajach
Zmienna
Okres
Współczynnik
wyprzedzająca
wyprzedzenia
korelacji
w kwartałach
Francja
Realny kurs walutowy
0
0,40
PKB 1
-0,87
Produkcja przemysłowa 2 -0,76
Koszty pracy
8
0,69
Wynagrodzenia 9
0,66
Wynagrodzenie godzinne
8
0,77
Holandia
Realny kurs walutowy
2
0,49
PKB 2
-0,79
Produkcja przemysłowa 3 -0,57
Koszty pracy
6
0,70
Wynagrodzenia 2
0,35
Wynagrodzenie godzinne
5
0,54
Niemcy
Realny kurs walutowy
0
0,350
PKB 0
-0,738
Produkcja przemysłowa 1 -0,721
Wynagrodzenie godzinne
7
0,436
Stany Zjednoczone
Realny kurs walutowy
3
0,35
PKB 0
-0,88
Produkcja przemysłowa 0 -0,90
Koszty pracy
4
0,64
Wynagrodzenia 6
0,37
Wynagrodzenie godzinne
4
0,69
Wielka Brytania
Realny kurs walutowy
10
0,32
PKB 3
-0,87
Produkcja przemysłowa 2 -0,79
Koszty pracy
6
0,73
Wynagrodzenia 6
0,69
Włochy
PKB 4
-0,54
Produkcja przemysłowa 7 0,46
Wynagrodzenie godzinne
13
0,62
Czechy
Realny kurs walutowy
0
-0,35
PKB 2
-0,61
Produkcja przemysłowa 0 -0,67
Koszty pracy
9
0,44
Wynagrodzenia 6
0,32
Wynagrodzenie godzinne
7
0,70
Ryszard Stefański
Polska
Realny kurs walutowy
0
0,30
PKB 0
-0,41
Produkcja przemysłowa 1 -0,43
Wynagrodzenie godzinne
2
0,80
Słowacja
PKB 0
-0,84
Produkcja przemysłowa 3 -0,64
Wynagrodzenie godzinne
2
-0,62
Węgry
Realny kurs walutowy
2
0,56
PKB 5
-0,43
Produkcja przemysłowa 4 -0,58
Koszty pracy
8
0,66
Wynagrodzenia 7
0,55
Wynagrodzenie godzinne
11
0,69
Źródło: opracowanie własne
Test przyczynowości Grangera wykazał, że realny kurs walutowy może potencjalnie wpływać na stopę bezrobocia we wszystkich analizowanych krajach. Jedyne różnice polegają na długości maksymalnego wyprzedzenia pomiędzy zmianą realnego kursu walutowego a wahaniami stopy bezrobocia (tabela 2.). W przypadku Francji, Włoch, Czech, Holandii okres ten wynosi 15 kwartałów. Natomiast w Stanach Zjednoczonych oraz w Wielkiej Brytanii maksymalny okres wyprzedzenia, przy którym można oczekiwać związku przyczynowo –
skutkowego wynosi zaledwie 1 kwartał. W Polsce okres ten wynosi 13 kwartałów.
Potencjalnymi czynnikami wpływającymi na stopę bezrobocia w analizowanych krajach mogą być także PKB (we wszystkich krajach) oraz produkcja przemysłowa (z wyjątkiem Czech). Maksymalne okresy wyprzedzenia dla związku przyczynowo – skutkowego są różne w analizowanych gospodarkach. Zazwyczaj są one krótsze niż w przypadku realnego kursu walutowego. Może to wynikać z faktu, że zmiany realnego kursu walutowego mogą wpływać w pierwszej kolejności na kształtowanie się eksportu i importu oraz produkcji przemysłowej i PKB. Stopa bezrobocia reaguje po pewnym czasie na zmiany koniunktury wewnętrznej.
Godzinowe stawki wynagrodzeń mogą potencjalnie wpływać na kształtowanie się stopy bezrobocia w dziewięciu krajach, tj. wszystkich za wyjątkiem Włoch. Podobnie jak w przypadku koniunktury wewnętrznej- maksymalne okresy wyprzedzenia zmian wynagrodzeń w stosunku do kształtowania się stopy bezrobocia są krótsze niż w przypadku realnego kursu walutowego. Wynoszą one zazwyczaj od 2 do 13 kwartałów.
Koszty pracy zostały wytypowane przez test przyczynowości Grangera jako potencjalne determinanty kształtowania się stopy bezrobocia we wszystkich sześciu krajach dla, których były one uwzględnione. Wynagrodzenia miesięczne zostały uznane za potencjalny czynnik wpływający na stopę bezrobocia jedynie w trzech spośród sześciu badanych krajów (Francja, USA, Wielka Brytania).
Wpływ zmian kursu walutowego na rynek pracy 123
Tabela 2. Czynniki wpływające na stopę bezrobocia w wybranych krajach spełniające test przyczynowości Grangera
Zmienna objaśniająca Maksymalny
Prawdopodobieńst
okres wyprzedzenia w wo odrzucenia
kwartałach
hipotezy
Francja
Realny kurs walutowy
15
0,012
PKB 15
0,005
Produkcja przemysłowa 12
0,003
Koszty pracy
6
0,019
Wynagrodzenia 11
0,006
Wynagrodzenie godzinne
10
0,030
Holandia
Realny kurs walutowy
15
0,033
PKB 8
0,048
Produkcja przemysłowa 3 0,026
Koszty pracy
12
0,008
Wynagrodzenia 3
0,006
Niemcy
Realny kurs walutowy
8
0,032
PKB 13
0,032
Produkcja przemysłowa 8 0,122
Wynagrodzenie godzinne
13
0,024
Stany Zjednoczone
Realny kurs walutowy
1
0,028
PKB 9
0,017
Produkcja przemysłowa 9 0,015
Koszty pracy
12
0,010
Wynagrodzenia 2
0,040
Wynagrodzenie godzinne
12
0,019
Wielka Brytania
Realny kurs walutowy
1
0,001
PKB 14
0,018
Produkcja przemysłowa 12
0,029
Koszty pracy
3
0,003
Wynagrodzenia 3
0,003
Wynagrodzenie godzinne
5
0,004
Włochy
Realny kurs walutowy
15
0,002
PKB 3
0,008
Produkcja przemysłowa 3 0,024
Czechy
Realny kurs walutowy
15
0,000
PKB 15
0,000
Koszty pracy
1
0,000
Wynagrodzenie godzinne
2
0,015
Polska
Realny kurs walutowy
13
0,014
Ryszard Stefański
PKB 12
0,011
Produkcja przemysłowa 2 0,022
Wynagrodzenie godzinne
12
0,002
Słowacja
Realny kurs walutowy
14
0,003
PKB 14
0,001
Produkcja przemysłowa 7 0,036
Wynagrodzenie godzinne
11
0,037
Węgry
Realny kurs walutowy
12
0,049
PKB 13
0,045
Produkcja przemysłowa 2 0,020
Koszty pracy
8
0,006
Wynagrodzenie godzinne
8
0,022
Źródło: opracowanie własne
Wyodrębnione szeregi odchyleń od trendu, które potencjalnie mogą wpływać na kształtowanie się stopy bezrobocia w poszczególnych krajach zostały wykorzystane do oszacowania równań regresji. Silna korelacja wzajemna pomiędzy PKB i produkcją przemysłową oraz wynagrodzeniami godzinnymi i kosztami pracy spowodowała, że przy wyznaczaniu równań regresji wykorzystano jedynie szeregi: realnego kursu walutowego PKB
i godzinowych stawek płac. W efekcie uzyskano równania regresji wyjaśniające wpływ badanych zmiennych na stopę bezrobocia w dziewięciu krajach. Model oszacowany dla Włoch miał bardzo słabe dopasowanie do danych empirycznych i dlatego został odrzucony.
Oszacowane równania regresji wraz ze skorygowanym współczynnikiem dyskryminacji dla wybranych krajów przedstawiono poniżej.
Francja , R^2=0,88
y =
822
,
128
+ 365
,
0
* RKW
− ,
3 278* PKB + 620
,
2
* WYN
t
t−5
t 1
−
t−6
Holandia , R^2=0,74
y =
,
273 604 + 518
,
0
* RKW
− ,
5 481* PKB
+ ,
3 214 * WYN
t
t−2
t−2
t −5
Niemcy , R^2=0,72
y =
,
231 472 − ,
6 616 * PKB
+ ,
5 299 * WYN
t
t−0
t −4
Stany Zjednoczone , R^2=0,81
y =
,
388 230 + ,
0 281* RKW
− 181
,
6
* PKB
+ ,
3 011* WYN
t
t−3
t−0
t−2
Wielka Brytania , R^2=0,87
y =
,
749 001− 359
,
0
* RKW
− 131
,
6
* PKB
t
t−0
t −2
Wpływ zmian kursu walutowego na rynek pracy 125
Czechy , R^2=0,73
y =
723
,
570
+ 761
,
0
* RKW
− 380
,
7
* PKB
+ 903
,
1
* WYN
t
t 10
−
t−3
t−6
Polska , R^2=0,81
y =
874
,
238
− ,
3 231* PKB + 833
,
1
* WYN
t
t 1
−
t −3
Słowacja , R^2=0,77
y =
,
260 028 − 7 520
,
* PKB
+ 904
,
5
* WYN
t
t−3
t 10
−
Węgry, R^2=0,53
y =
,
322 011+ 300
,
1
* RKW
− 527
,
3
* PKB
t
t−2
t−2
Oszacowane równania regresji cechują się stosunkowo dobrym dopasowaniem do danych empirycznych. Wyjaśniają one kształtowanie się stopy bezrobocia w przedziale od 72% do 88%. Oznacza to, że inne czynniki odpowiadają w 12% do 28% za kształtowanie się badanej zmiennej. Jedynie w przypadku Węgier model jest gorzej dopasowany (skorygowany współczynnik determinacji wynosi 0,53).
Jedyną zmienną, która została uwzględniona we wszystkich równaniach regresji jest produkt krajowy brutto. We wszystkich analizowanych krajach wpływa ona w ten sam sposób na stopę bezrobocia. Wzrost PKB powoduje spadek stopy bezrobocia i odwrotnie. Wpływ ten jest ponad proporcjonalny. Wzrost PKB o 1% powoduje spadek stopy bezrobocia od 3,27% w Stanach Zjednoczonych do 7,38% w Czechach (jest to procentowa zmiana stopy bezrobocia, np. spadek stopy bezrobocia z 5% o 20% oznacza, że stopa bezrobocia wynosi 4%). Efekt ten jest zgodny z oczekiwaniami. Stopa bezrobocia reaguje na zmiany produktu krajowego brutto z opóźnieniem od zera do trzech kwartałów.
Realny kurs walutowy występuje jako czynnik determinujący wysokość stopy bezrobocia w sześciu badanych krajach: Francji, Holandii, Stanach Zjednoczonych, Wielkiej Brytanii, Czechach i na Węgrzech. W pięciu krajach, za wyjątkiem Wielkiej Brytanii, realne umocnienie pieniądza krajowego przyczyniało się do wzrostu stopy bezrobocia. Jest to efekt oczekiwany przez przedstawicieli szkoły neokeynesowskiej. Wpływ zmian kursu walutowego na kształtowanie się stopy bezrobocia jest jednakże bardzo słaby. Oszacowane parametry zawierają się w przedziale od 0,28 do 1,3. Realna aprecjacja pieniądza krajowego o 1%
powoduje wzrost stopy bezrobocia o 0,28% do 1,3%. Przykładowo wzmocnienie dolara o 10% w stosunku do walut głównych partnerów handlowych spowodowałoby wzrost stopy bezrobocia w Stanach Zjednoczonych z 5,00% do 5,14%. Oznacza to, że wpływ zmian realnego kursu walutowego na kształtowanie się stopy bezrobocia jest stosunkowo nieznaczny. Jest to w pewnym stopniu zgodne z koncepcjami ekonomistów nurtu neoklasycznego. Uważają oni bowiem, że nawet jeśli zmiany realnej wartości pieniądza krajowego oddziałują na stopę bezrobocia to wpływ ten jest niewielki i trudno rozwiązywać problemy rynku pracy poprzez aktywną politykę kursową. Wyniki uzyskane dla Wielkiej Brytanii są zaskakujące. Realne umocnienie funta powoduje spadek stopy bezrobocia w tym samym kwartale. Wniosek ten może oznaczać, że poza modelem pozostały ważne czynniki wpływające na stopę bezrobocia w Wielkiej Brytanii, których pominięcie zniekształciło
Ryszard Stefański
uzyskane wyniki. W celu określenia wpływu kursu walutowego na rynek pracy w tej gospodarce należy przeprowadzić kolejne badania empiryczne.
W Polsce oraz Niemczech i Słowacji zmienna ta nie wykazywała istotnego znaczenia dla wyjaśnienia kształtowania się stopy bezrobocia. Uwzględnienie realnego kursu walutowego nie polepszało istotnie dopasowania modeli regresji. Oznacza to, że w tych krajach wpływ zmian kursu walutowego na kształtowanie się stopy bezrobocia jest słabszy niż w pozostałych.
W siedmiu spośród dziewięciu modeli regresji występują godzinowe stawki płac.
Kierunek ich wpływu jest identyczny we wszystkich krajach tj. Francji, Holandii, Niemczech, Stanach Zjednoczonych, Czechach, Polsce i Słowacji. Wzrost wynagrodzeń za godzinę pracy powoduje zwiększenie się stopy bezrobocia. Wpływ ten jest ponad proporcjonalny. Wzrost wynagrodzeń o 1% powoduje zwiększenie się stopy bezrobocia od 1,8% w Polsce do 5,9% na Słowacji. Opóźnienie reakcji stopy bezrobocia na wahania płac wynosi od w większości przypadków od 2 do 6 kwartałów. Jedynie na Słowacji okres ten jest dłuższy i wynosi 10
kwartałów.
Warto podkreślić, że o ile kierunek wpływu wzrostu wynagrodzeń i realnej aprecjacji pieniądza krajowego na stopę bezrobocia w oszacowanych modelach regresji jest taki sam, o tyle znaczne różnice występują w sile oddziaływania badanych zmiennych na rynek pracy.
Zmiany stawek płac godzinowych oddziałują znacznie silniej na stopę bezrobocia niż wahania realnego kursu walutowego (nawet przy uwzględnieniu znacznie wyższej amplitudy wahań tego ostatniego w stosunku do fluktuacji płac godzinowych).
Podsumowanie
Przeprowadzone badania empiryczne potwierdziły istnienie wpływu zmian realnego kursu walutowego na sytuację na rynku pracy w wybranych krajach. Nie pozwoliły jednakże na odpowiedź na pytanie czy rację mają neokeynesiści uważający, że poprzez aktywną politykę kursową można wywierać pożądany wpływ na wielkość zatrudnienia, czy też neoklasycy twierdzący, że kurs walutowy nie wpływa na stopę bezrobocia lub wpływa w niewielkim stopniu. W pięciu spośród dziewięciu krajów, dla których stworzono modele regresji, realne umocnienie waluty krajowej przyczynia się do wzrostu stopy bezrobocia. Wpływ ten jest jednakże bardzo słaby. W trzech krajach, w tym w Polsce, nie potwierdzono, aby aprecjacja bądź deprecjacja waluty krajowej stanowiła istotną determinantę stopy bezrobocia.
Nie stwierdzono także istnienia wyraźnych różnic pomiędzy dwoma analizowanymi grupami krajów (rozwinięte gospodarki rynkowe i kraje Europy Środkowo-Wschodniej).
Wydaje się, że mechanizmy kształtowania się stopy bezrobocia we wszystkich badanych gospodarkach są zbliżone do siebie.
Wydaje się, że w przypadku gospodarki polskiej nie należy się obawiać negatywnego wpływu realnej aprecjacji złotego na kształtowanie się stopy bezrobocia. Wyniki badań empirycznych nie potwierdziły istnienia silnego związku pomiędzy tymi zmiennymi. Nawet, gdyby okazało się że zależność ta wzmocni się w przyszłości do poziomu obserwowanego w pięciu krajach, w których odnotowano powiązanie realnej wartości waluty z wysokością stopy bezrobocia, wpływ ten nie będzie szczególnie istotny.
BIBLIOGRAFIA:
1. Aczel A. D., (2000), Statystyka w zarządzaniu, PWN, Warszawa.
2. Granger C. W. J., (1969), Investigating Casual Relations by Econometric Models and Cross-spectral Methods, Econometrica, 1969, vol. 37, s. 424-438.
3. Genberg H., (1989), Exchange Rate Management and Macroeconomic Policy: A National
Wpływ zmian kursu walutowego na rynek pracy 127
Perspective, Scandinavian Journal of Economics, nr 2, s. 439-469.
4. Jaeger A., (1994), Mechanical Detrending by Hodrick – Prescott Filtering: A Note, Empirical Economics, vol. 19. s. 493-500.
5. Kydland F. E., Prescott E. C., (1990), Business cycles: Real fact and a monetary myth, Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, vol.14, s. 3-18.
6. Siebert H., (1997), Lohnzurückzuhaltung, Aufwertung und Beschäftigung, WiSt –
Wirtschaftwissenschaftliches Studium, vol. 27, s. 70-74.
7. Sievert, (1997), Währungsunion und Beschäftigung, Deutsche Bank, Auszüge aus Presseartikeln, nr. 9, s. 6-14.
8. Spahn H-P., (1997), Wechselkurs, Lohn und Bechaftigung, Wirtschaftsdienst, nr. 4, s.
240-244.
9. Utzig S. (1997), Zur Kuasalität von realenr Aufwertung der D-Mark und Standortnachteilen, Wirtschaftsdienst, nr 3, s 148-152.