Analiza empiryczna PPP i
realnych kursów walutowych
Jan J. Michałek
(na podstawie: Kenneth Froot & Kennteh
Rogoff, Handbook t.3, roz. 32)
© JJ Michalek
Prawo jednej ceny (w zapisie
logarytmicznym do testowania)
pt(i) = pt*(i)+ st
(1)
pt(i): log ceny krajowej dobra i w czasie t
st: log kursu walutowego (cena krajowa pieniÄ…dza
zagranicznego: def. amerykańska)
(winno działać przy pominięciu kosztów transportu i
barier handlowych)
© JJ Michalek
Teoria PPP: absolutna i względna
Absolutna wersja PPP:
*
pt (CPI ) = pt (CPI )+ st (2)
CPI: consumer price index (koszyk dóbr określających ceny dla konsumentów)
Wersja względna PPP:
*
"pt (CPI ) = "pt (CPI )+ "si (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
I faza testowania:
Frankel (1978): przeprowadził regresję następującego równania:
*
st = Ä… + ²(pt - pt )+ µt (4)
dla wielu gospodarek o hyperinflacji ² bliska jednoÅ›ci (b. dobre wyniki)
należy uwzględniać PPP przy analizie modeli kursów walutowych
(analiza zakresu zmiennoÅ›ci µ miaÅ‚a dla niego mniejsze znaczenie)
© JJ Michalek
I faza testowania:
ale:
bardzo sÅ‚abe wyniki dla gospodarek paÅ„stw rozwiniÄ™tych w latach 70. (² byÅ‚o
niekiedy ujemne a czasami przekraczało 2) należałoby odrzucić PPP
z
ródła 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 stacjonarnoÅ›ci µ (jeÅ›li odpowiednie rozkÅ‚ady prawdopodobieÅ„stwa
zmieniają się w czasie) co jest jasne gdy szoki kursów walutowych są częste
(hipoteza ²=1 jest nierealna jeżeli współczynnik bÅ‚Ä™du 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)
- zakÅ‚ada siÄ™, że ²=1
- i testuje, że logarytm kurs realnego
*
qt a" st - pt + pt (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
II faza testowania:
W nowoczesnej literaturze próby rozróżnienia:
- Realnych zmian kursów i
- przypadkowego błądzenia (Dickey i Fuller)
Wówczas bada się realny kurs (qt) jako:
qt = Ä…0 + Ä…1t + Ä…2qt-1 + Åš(L)"qt-1 + µt (6)
w zależności od trendu czasowego (qt-1) i opóz
nionych zmian L
(gdzie Åš 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 qt w równaniu
(5) jest stacjonarne lecz jedynie czy:
*
qt = st - µpt + µ* pt (14)
jest stacjonarne dla jakiekolwiek staÅ‚ej µ oraz µ* (a wiÄ™c odrzuca siÄ™
hipotezÄ™, że µ=µ*=1)
Odmienne współczynniki µ (i µ `" µ* `" 1) mogÄ… wynikać z
występowania w modelu (i rzeczywistości) dóbr handlowych i
niehandlowych.
© JJ Michalek
III faza testowania:
Wówczas zamiast prostego pt mamy:
T
pt = Å‚pt + (1 - Å‚ )ptN i tak samo dla zagranicy
µ i µ* przybierajÄ… konkretne wartoÅ›ci 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
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
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
wystÄ…pienia 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 majÄ…
relatywnie mniejsze znaczenie.