cykli koniunkturalnych Polski i bUnii Europejskiej

(1)

* Prof. UJK, dr hab. Piotr Misztal – Uniwersytet Jana Kochanowskiego wbKielcach, Wydziaï ZarzÈdzania ibAdministracji.

Studia i Materiaïy, 2014 (17): 62– 73 ISSN 1733-9758, © Wydziaï ZarzÈdzania UW DOI 10.7172/1733-9758.2014.17.6

Integracja handlowa a bsynchronizacja

cykli koniunkturalnych Polski i bUnii Europejskiej

Piotr Misztal

^*

Analiza stopnia synchronizacji wahañ koniunkturalnych gospodarek staïa siÚ wspóïczeĂnie kluczowÈ kwestiÈ wb dyskusji na temat procesów integracji gospodarczej krajów. Szczególne zainteresowania ekonomistów zwiÈzane sÈ zbkwestiÈ analizy wystÚpowania procesów konwer- gencji (zbieĝnoĂci) oraz dywergencji (rozbieĝnoĂci) cykli koniunkturalnych wbUnii Europejskiej.

Jednym zbczynników determinujÈcych zbieĝnoĂÊ cykli koniunkturalnych gospodarek jest inten- sywnoĂÊ oraz struktura wymiany handlowej krajów. Celem niniejszego opracowania jest analiza oddziaïywania handlu miÚdzynarodowego na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych Polski ibUnii Europejskiej wbokresie 1995–2011. W pracy wykorzystano metodÚ badawczÈ opartÈ na studiach literaturowych zbzakresu makroekonomii ibfinansów miÚdzynarodowych oraz metody ekonometryczne (modele wektorowej autoregresji – Vector Autoregression Model). Wyniki przeprowadzonych badañ empirycznych wskazujÈ, ĝe wzrost obrotów handlowych niekoniecznie prowadzi do zwiÚkszenia synchronizacji cykli koniunkturalnych analizowanych gospodarek.

Wpïyw wzrostu handlu krajów na synchronizacjÚ ich cykli koniunkturalnych zaleĝy nie tylko od intensywnoĂci wymiany handlowej, lecz takĝe od struktury obrotów handlowych.

Sïowa kluczowe: cykl koniunkturalny, integracja gospodarcza, handel zagraniczny.

Nadesïany: 15.06.2014 | Zaakceptowany do druku: 05.09.2014

Trade integration and business cycles synchronization of Poland and the European Union

Analysis of the synchronization of economic fluctuations has become nowadays abkey issue in the debate on the process of economic integration. Special interest of economists are related to the issue of the analysis of convergence and divergence processes of business cycles in the European Union. One of the factors determining the convergence of business cycles of econo- mies is the intensity and structure of foreign trade. The purpose of this paper is to analyze the impact of international trade on the synchronization of business cycles between Poland and the European Union in the period 1995-2011. In the study were used abresearch methods based on literature studies in macroeconomics and international finance and econometric methods (Vector Autoregression Model). The results of empirical studies indicate that the increase in trade does not necessarily lead to increase of business cycles synchronization in analyzed economies.

The impact of external trade on the business cycles synchronization depends not only on the intensity of trade, but mainly on the commodity structure of foreign trade.

Keywords: business cycle, economic integration, foreign trade.

Submitted: 15.06.2014 | Accepted: 05.09.2014

JEL: E32, F15, P33.

(2)

1. Wprowadzenie

Analiza stopnia synchronizacji wahañ koniunkturalnych gospodarek, czyli korelacji cyklicznego komponentu produktu krajowego brutto (PKB) staïa siÚ wspóïcze- Ănie kluczowÈ kwestiÈ wbdyskusji na temat procesów integracji gospodarczej krajów.

Szczególne zainteresowania ekonomistów zwiÈzane sÈ zbkwestiÈ analizy wystÚpowania procesów konwergencji (zbieĝnoĂci) oraz dywergencji (rozbieĝnoĂci) cykli koniunkturalnych wb Unii Europejskiej, wb tym wbszczególnoĂci wbstrefie euro. StÈd poja- wia siÚ pytanie: czy cykle koniunkturalne wbUnii Europejskiej stajÈ siÚ wbcoraz wiÚk- szym, czy coraz mniejszym stopniu zsyn- chronizowane wb czasie? JeĂli rzeczywiĂcie wystÚpuje proces dywergencji gospodarczej to prowadzenie wspólnej polityki gospodarczej, np. polityki pieniÚĝnej, moĝe nie byÊ jednakowo efektywne zb punktu widzenia pojedynczych krajów lub regionów Unii Europejskiej.

Jednym zb czynników determinujÈcych zbieĝnoĂÊ cykli koniunkturalnych gospodarek jest intensywnoĂÊ oraz struktura wymiany handlowej krajów. Jednakĝe wbĂwietle istniejÈcej teorii ekonomii wpïyw wymiany handlowej dwóch krajów na syn- chronizacjÚ ich cykli koniunkturalnych nie jest jednoznaczny. Kenen (1969) jako pierwszy sugerowaï, ĝe stosunkowo wysoko zdywersyfikowane gospodarki, majÈce duĝy udziaï handlu wewnÈtrzgaïÚziowego (Intra- Industry Trade) wbich caïkowitej wymianie handlowej, stosunkowo rzadziej doĂwiad- czajÈ szoków asymetrycznych. Przeciwnie

uwaĝaï Krugman (1991), który twierdziï, ĝe podatnoĂÊ kraju na wystÚpowanie szoków asymetrycznych zwiÚksza siÚ wraz ze wzro- stem stopnia integracji gospodarek, prowa- dzÈcej do wzrostu ich specjalizacji (rys. 1).

Te dwa przeciwstawne poglÈdy dotyczÈce wpïywu ĂciĂlejszej integracji handlowej kra- jów na ich specjalizacjÚ ib zbieĝnoĂÊ cykli koniunkturalnych sÈ znane jako poglÈdy odpowie dnio Komisji Europejskiej oraz Krugmana.

2. Istota i bgïówne determinanty synchronizacji cykli

koniunkturalnych

Stopieñ synchronizacji cykli koniunkturalnych dwóch krajów lub regionów definiuje siÚ jako zbieĝnoĂÊ stóp wzrostu gospodarczego wb czasie przejawiajÈcÈ siÚ korelacjÈ cyklicznego komponentu realnego PKB. Stopieñ synchronizacji cykli koniunkturalnych zdeterminowany jest wieloma czynnikami ob charakterze endo- genicznym. Do najwaĝniejszych czynników endogenicznych zalicza siÚ przy tym inten- sywnoĂÊ wymiany handlowej, stopieñ podo- bieñstwa struktur gospodarczych, stopieñ podobieñstwa polityki pieniÚĝnej ibfiskalnej oraz stopieñ integracji finansowej.

Zgodnie zb ujÚciem teoretycznym moĝe wystÚpowaÊ dwukierunkowy wpïyw integracji handlowej na korelacjÚ cykli koniunkturalnych. Z jednej strony, gdy dominujÈ- cym czynnikiem zmian koniunkturalnych wb kraju jest kanaï popytowy, wówczas wzrost stopnia integracji handlowej krajów moĝe przyczyniÊ siÚ do zwiÚkszenia stopnia

Rysunek 1. Wpïyw integracji handlowej na dywergencjÚ cykli koniunkturalnych wbĂwietle poglÈdów Krugmana ibKomisji Europejskiej

Dywergencja

Integracja handlowa podejście Krugmana

podejście Komisji Europejskiej

½ródïo: Grigoli (2011).

(3)

korelacji cykli koniunkturalnych krajów.

Zbdrugiej zaĂ – gdy dominujÈcÈ siïÈ oddzia- ïujÈcÈ na cykl koniunkturalny sÈ czynniki zwiÈzane zb danÈ gaïÚziÈ przemysïu, wów- czas wzrost obrotów handlowych miÚdzy krajami moĝe doprowadziÊ do zmniejsze- nia stopnia korelacji cykli koniunkturalnych lub do jego zwiÚkszenia wb zaleĝnoĂci od znaczenia wymiany wewnÈtrz- lub miÚdzy- gaïÚziowej.

Jeĝeli wb obrotach handlowych krajów dominuje handel miÚdzygaïÚziowy, to wzrost specjalizacji wb róĝnych gaïÚziach przemysïu sprawia, ĝe oddziaïywanie integracji handlowej na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych jest negatywne. JeĂli zb kolei wb obrotach handlowych krajów dominuje wymiana wewnÈtrzgaïÚziowa, to struktura towarowa handlu analizowanych krajów jest zbliĝona, co moĝe powodowaÊ pozytywny wpïyw integracji handlowej na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych (rys.b2).

ReasumujÈc, caïkowity wpïyw wzrostu intensywnoĂci handlu miÚdzynarodowego na korelacjÚ cykli koniunkturalnych jest niejednoznaczny ibzaleĝy od poziomu rozwoju gospodarczego analizowanych krajów.

Zdaniem Imbs (2004) stopieñ podobieñ- stwa struktur gospodarczych (przemysïo- wych) oraz stopieñ specjalizacji wpïywajÈ na stopieñ synchronizacji cykli koniunkturalnych skoro szoki ekonomiczne dotyczÈce danej dziedziny przemysïu powodujÈ wiÚk-

szy wzrost synchronizacji cykli koniunkturalnych wbkrajach obzbliĝonych strukturach produkcji niĝ wb gospodarkach ob asymetrycznych strukturach produkcji.

Wedïug De Haan, Inklaar, Jong-a-Pin (2008), jeĂli cykle koniunkturalne wbkrajach tworzÈcych uniÚ monetarnÈ nie sÈ wystar- czajÈco zbieĝne, prowadzenie wspólnej polityki pieniÚĝnej moĝe nie byÊ optymalne dla wszystkich zainteresowanych krajów.

3. Wyniki wybranych analiz empirycznych dotycz Ècych synchronizacji cykli koniunkturalnych

W najnowszej literaturze ekonomicznej dotyczÈcej handlu miÚdzynarodowego gïówny nacisk kïadzie siÚ na problematykÚ wpïywu integracji handlowej krajów na synchronizacjÚ ich cykli koniunkturalnych (Akin, 2006).

Badania empiryczne zwiÈzane zbtÈ pro- blematykÈ opierajÈ siÚ na dwóch alterna- tywnych podejĂciach. Pierwsza grupa badañ empirycznych koncentruje siÚ na analizie stopnia synchronizacji cykli koniunkturalnych wbczasie, wbwybranych krajach lub grupach krajów, natomiast druga grupa badañ dotyczy analizy najwaĝniejszych czynników determinujÈcych stopieñ synchronizacji cykli koniunkturalnych wb róĝnych gospodarkach.

Rysunek 2. Kanaïy wpïywu intensywnoĂci handlu miÚdzynarodowego na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych

Frankel, Rose (1998)

Kenen (1969), Krugman (1993) wzrost wzajemnej

wymiany handlowej

szoki popytowe

szoki branżowe

synchronizacja cykli koniunkturalnych handel wewnątrzgałęziowy

handel międzygałęziowy

dodatni wpływ

ujemny wpływ

½ródïo: Rana, Cheng, Chia (2011).

(4)

Frankel ib Rose (1998) wykazali wystÚ- powanie istotnego ib pozytywnego zwiÈzku miÚdzy intensywnoĂciÈ handlu miÚdzyna- rodowego oraz korelacjÈ cykli koniunkturalnych wb krajach czïonkowskich Organi- zacji Wspóïpracy Gospodarczej ibRozwoju (OECD) wb okresie 1959–1993. Jednakĝe Kenen (2000) twierdzi, ĝe wyniki badañ empirycznych przeprowadzonych przez Frankel ibRose (1998) naleĝy interpretowaÊ ostroĝnie, poniewaĝ wysoka korelacja produkcji wbdwóch krajach prowadzi do zwiÚk- szenia intensywnoĂci powiÈzañ handlowych miÚdzy tymi krajami, ale nie musi to ozna- czaÊ ograniczenia wystÚpowania szoków asymetrycznych wbtych gospodarkach.

De Haan, Inklaar oraz Jong-A-Pin (2005), analizujÈc zwiÈzek miÚdzy inten- sywnoĂciÈ handlu miÚdzynarodowego ibsyn- chronizacjÈ cyklu koniunkturalnego dla 21 krajów czïonkowskich OECD wb okresie 1970–2003, potwierdzili dodatni wpïyw intensywnoĂci handlu miÚdzynarodowego na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych, ale efekt ten okazaï siÚ znacznie mniejszy niĝ sugerowany przez Frankel ib Rose (1998).

Wyniki przeprowadzonych badañ empirycznych ujawniïy, ĝe integracja handlowa byïa gïównym czynnikiem synchronizacji cykli koniunkturalnych wb krajach islam- skich, zwïaszcza wb okresie 1990–2005.

Ponadto, podobieñstwa polityki fiskalnej ib monetarnej, jak równieĝ zbliĝone struktury ekonomiczne krajów miaïy istotny ibpozytywny wpïyw na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych (Karimi ibPirasteh, 2009).

Calderón, Chong ibStein (2002) analizo- wali wpïyw intensywnoĂci handlu zagranicznego na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych wb 147 krajach wb okresie 1960–1999.

Wyniki przeprowadzonych badañ wskazy- waïy, ĝe kraje obwyĝszej intensywnoĂci dwu- stronnej wymiany handlowej charakteryzo- waïy siÚ wiÚkszym stopniem synchronizacji cykli koniunkturalnych, abwpïyw integracji handlowej na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych byï wiÚkszy wb krajach wysoko rozwiniÚtych gospodarczo niĝ wb krajach rozwijajÈcych siÚ. Co wiÚcej, wpïyw inten- sywnoĂci wymiany handlowej na korelacjÚ cykli koniunkturalnych byï tym mniejszy, im wiÚkszy byï stopieñ asymetrii struktury produkcji miÚdzy badanymi krajami.

Z kolei, wyniki analiz empirycznych przeprowadzonych przez Shin ib Wang (2003) dla dwunastu krajów Azji Wschodniej ujaw-

niïy, ĝe handel wewnÈtrzgaïÚziowy stanowiï gïówny kanaï, poprzez który nastÚpowaïa synchronizacja cykli koniunkturalnych tych gospodarek. Jednakĝe samo zwiÚkszenie handlu miÚdzynarodowego ogóïem nie musi prowadziÊ do wiÚkszej synchronizacji cykli koniunkturalnych. Sytuacja ta wynika zbfaktu, ĝe wzrostowi caïkowitych obrotów handlowych krajów towarzyszy najczÚĂciej rozwój wymiany miÚdzygaïÚziowej, która zbkolei prowadzi do specjalizacji ibróĝnico- wania struktur produkcji poszczególnych krajów (Lubiñski, 2007).

Bayoumi ibEichengreen (1992) twierdzÈ, ĝe kraje Unii Europejskiej moĝna podzieliÊ na dwie grupy, tzn. na kraje dominujÈce (rdzenia), charakteryzujÈce siÚ wystÚpo- waniem podobnych szoków ekonomicznych oraz kraje peryferyjne cechujÈce siÚ wystÚpowaniem szoków asymetrycznych.

Kraje dominujÈce odznaczajÈ siÚ bardziej zdywersyfikowanÈ strukturÈ gospodarki ibwysokÈ intensywnoĂciÈ handlu wewnÈtrz- gaïÚziowego, natomiast kraje peryferyjne sÈ wysoce wyspecjalizowane wbhandlu miÚ- dzygaïÚziowym.

Wyniki badañ przeprowadzonych przez Matkowskiego ib Próchniaka (2009) suge- rujÈ, ĝe kraje Europy ¥rodkowo-Wschod- niej ujawniajÈ znacznÈ zbieĝnoĂÊ cykli koniunkturalnych wb stosunku do Europy Zachodniej, ab wb szczególnoĂci do strefy euro. Zdaniem wspomnianych autorów, synchronizacja ta jest szczególnie wysoka wb krajach Europy ¥rodkowej (Polska, WÚgry, Czechy, Sïowacja ib Sïowenia), znacznie zaĂ niĝsza wb krajach baïtyckich (Litwa, otwa ib Estonia) oraz wb krajach baïkañskich (Rumunia ibBuïgaria). RosnÈca zbieĝnoĂÊ wahañ koniunkturalnych krajów Europy ¥rodkowo-Wschodniej wbstosunku do Europy Zachodniej jest konsekwencjÈ postÚpujÈcego procesu integracji gospodarczej, rosnÈcej wymiany handlowej ib kapi- taïowej oraz rosnÈcej koordynacji polityki gospodarczej wbramach Unii Europejskiej.

Natomiast, zgodnie zb wynikami badañ przeprowadzonymi przez Krugmana (1991), proces integracji gospodarczej prowadzi do bardziej asymetrycznych wahañ koniunkturalnych, czego skutkiem jest mniejsza synchronizacja cykli koniunkturalnych. Równieĝ wyniki badañ przeprowadzonych przez Camacho, Perez-Quiros ibSaiz (2006) sugerujÈ, ĝe integracja gospodarcza prowadzi do zwiÚkszenia regional- nej koncentracji dziaïalnoĂci gospodarczej,

(5)

czego skutkiem jest powstawanie sektoro- wych lub regionalnych szoków ekonomicznych, zwiÚkszajÈcych prawdopodobieñstwo pojawiania siÚ szoków asymetrycznych oraz rozbieĝnych cykli koniunkturalnych.

ReasumujÈc, wyniki zdecydowanej wiÚk- szoĂci przeprowadzonych analiz empirycznych wskazujÈ, ĝe wpïyw wzrostu obrotów handlowych miÚdzy krajami na synchroni- zacjÚ cykli koniunkturalnych tych krajów zaleĝy nie tylko od intensywnoĂci powiÈ- zañ handlowych, lecz takĝe od struktury wymiany handlowej. Mianowicie, jeĂli wb obrotach handlowych krajów dominuje handel wewnÈtrzgaïÚziowy, naleĝy oczeki- waÊ wystÚpowania szoków symetrycznych ibtym samym wiÚkszej synchronizacji cykli koniunkturalnych tych krajów. JeĂli jednak wb obrotach handlowych dominuje handel miÚdzygaïÚziowy, wówczas naleĝy oczeki- waÊ czÚstszego wystÚpowania szoków asymetrycznych ibmniejszej synchronizacji cykli koniunkturalnych (Kose ibYi, 2005).

4. Handel mi Údzynarodowy a bsynchronizacja cykli koniunkturalnych w bujÚciu modelowym

W literaturze ekonomicznej dokonuje siÚ najczÚĂciej pomiaru oddziaïywania integracji handlowej na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych wb krajach lub grupach krajów za pomocÈ modelu zaproponowa- nego przez Frankel ibRose (1998), przedsta- wiajÈcego siÚ poniĝszym równaniem:

Corrijt=c+aTradeijt+fijt, (1) gdzie:

Corr_ijt – synchronizacja cykli koniunktu- ralnych krajów ib oraz j wb okre- siebt;

Trade_ijt – intensywnoĂÊ wymiany handlowej krajów iboraz j wbokresie t;

Į – wspóïczynnik oddziaïywania intensywnoĂci wymiany handlo- wej krajów iboraz j na synchroni- zacjÚ ich cykli koniunkturalnych;

c – wyraz wolny równania;

İ_ijt – skïadnik losowy.

Do pomiaru stopnia synchronizacji cykli koniunkturalnych krajów wykorzystuje siÚ indeks synchronizacji cykli koniunktural- nych (Business Cycles Synchronization – BCS) skonstruowany przez Frankel, Rose

(1998) oraz Akin (2006) ibprzedstawiajÈcy siÚ nastÚpujÈcym wyraĝeniem:

var var , orr cov

c y y

y y

ij

ic cj ic

cj

= ^ ^

^

h h

h , (2)

gdzie:

y_i^c – logarytm realnej dynamiki produktu krajowego brutto wbkraju i, po usuniÚ- ciu trendu za pomocÈ filtru Hodricka- Presscotta;

y_j^c – logarytm realnej dynamiki produktu krajowego brutto wbkraju j, po usuniÚ- ciu trendu za pomocÈ filtru Hodricka- Presscotta.

Dodatnia wartoĂÊ wspóïczynnika BCS Ăwiadczy ob wystÚpowaniu synchronizacji cykli koniunkturalnych miÚdzy dwoma krajami iboraz j. Natomiast ujemna wartoĂÊ wskaěnika BCS oznacza brak synchronizacji cykli koniunkturalnych miÚdzy krajami iboraz j.

Z kolei, intensywnoĂÊ wymiany handlowej mierzy siÚ za pomocÈ wskaěnika intensywnoĂci handlu (Trade Intensity Index – TII) skonstruowanego przez Drysdel, Garnaut (1993) ibYeats (1997) ibprzedsta- wionego poniĝszym wyraĝeniem:

TII M M X X

ij

ww jw iw ij

=c c

m m

, (3)

gdzie:

(X_ij/X_iw) – stosunek eksportu kraju ib do kraju j do caïkowitego ekspor- tu kraju i;

(M_jw/M_ww) – stosunek caïkowitego importu kraju j do caïkowitego impor- tu Ăwiatowego.

Wskaěnik intensywnoĂci handlu jest wykorzystywany do okreĂlenia czy wartoĂÊ wymiany handlowej miÚdzy dwoma krajami jest wiÚksza lub mniejsza, niĝ moĝna byïoby oczekiwaÊ na podstawie ich znaczenia wbhandlu Ăwiatowym. Indeks ten moĝe przyj- mowaÊ wartoĂci wiÚksze lub mniejsze od jednoĂci. WartoĂÊ wskaěnika wyĝsza (niĝsza) od jednoĂci Ăwiadczy obtym, ĝe dwustronna wymiana handlowa jest wiÚksza (mniejsza) niĝ oczekiwano, uwzglÚdniajÈc znaczenie kraju partnerskiego wbhandlu Ăwiatowym.

Natomiast obksztaïtowaniu siÚ komple- mentarnoĂci gospodarczej krajów ib inten-

(6)

sywnoĂci handlu wewnÈtrzgaïÚziowego Ăwiadczy ksztaïtowanie siÚ stopnia dopa- sowania struktury podaĝy eksportowej do struktury popytu importowego krajów.

Chodzi obtzw. wskaěnik komplementarnoĂci handlowej (Complementarity rate of exporter – Se) bÚdÈcy sumÈ wartoĂci bezwzglÚdnej róĝnicy udziaïów importu ib eksportu (wg 3-cyfrowej klasyfikacji SITC) wb krajach objÚtych badaniem, podzielonÈ przez dwa.

E M

Se 2

ij ik

jk= i

/

-

, (4)

gdzie:

Se_jk – indeks komplementarnoĂci han- dlowej eksportera j wb stosunku do importera k;

i – grupa towarowa wg trzycyfrowej klasyfikacji SITC;

j – eksporter (grupa krajów lub kraj);

k – importer (grupa krajów lub kraj);

E_ij – udziaï grupy towarowej ibwbeksporcie ogóïem kraju j;

M_ik – udziaï grupy towarowej ibwbimporcie ogóïem kraju k.

Wskaěnik komplementarnoĂci handlowej eksportera moĝe przyjmowaÊ wartoĂci miÚ- dzy 0 ab1. Zerowa wartoĂÊ wskaěnika oznacza, ĝe nie istnieje zwiÈzek miÚdzy strukturÈ eksportu kraju j ib strukturÈ importu kraju k. Z kolei, wskaěnik równy 1 wskazuje na doskonaïe dopasowanie struktur eksportu ibimportu badanych krajów.

W celu analizy oddziaïywania stopnia intensywnoĂci wymiany handlowej na syn-

chronizacjÚ cykli koniunkturalnych wbPol- sce ibUnii Europejskiej wbokresie 1995–2011 wykorzystano model bazujÈcy na modelu Frankel ib Rose (1998), który ostatecznie przedstawiajÈ siÚ wbponiĝszy sposób:

CorrPL UE_ =c+aTIIUE+SeUE+fUE, (5) gdzie:

Corr_{PL_UE}– wskaěnik synchronizacji cykli koniunkturalnych Polski ibUnii Europejskiej;

TII_UE – wskaěnik intensywnoĂci handlu Polski zbUniÈ EuropejskÈ;

Se_UE – wskaěnik komplementarnoĂci handlowej Polski wb stosunku do Unii Europejskiej.

Wszystkie wymienione powyĝej zmienne miaïy czÚstotliwoĂÊ rocznÈ ib obejmowaïy okres od 1995 do 2011 roku. Zgodnie zbrysunkiem 3 wbprzypadku wiÚkszoĂci lat zb okresu 1995–2011 miaïy miejsce dodat- nie wartoĂci wspóïczynników synchronizacji cykli koniunkturalnych Polski ibUnii Euro- pejskiej, co Ăwiadczyïo ob wystÚpowaniu stosunkowo wysokiej synchronizacji cykli koniunkturalnych miÚdzy PolskÈ ib UniÈ EuropejskÈ. Natomiast ujemne wartoĂci wskaěników synchronizacji cykli koniunkturalnych ĂwiadczÈce ob braku synchronizacji cykli koniunkturalnych wystÚpowaïy gïównie wb okresach spowolnienia gospodarczego wywoïanego róĝnymi kryzysami gospodarczymi (rys. 3).

Z kolei, na podstawie rysunku 4 moĝna zauwaĝyÊ, iĝ intensywnoĂÊ wymiany handlowej Polski zbUniÈ EuropejskÈ wykazywaïa

Rysunek 3. Wspóïczynniki synchronizacji cykli koniunkturalnych (BCS) Polski zb UniÈ EuropejskÈ wbokresie 1995–2011

–0,6 –0,4 –0,2 0,0 0,2 0,4 0,6

1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 corrPL_UE

½ródïo: opracowanie wïasne na podstawie danych UNCTAD (2012).

(7)

tendencjÚ wzrostowÈ wbokresie 1995–2011, przy czym najwiÚkszy wzrost wskaěnika intensywnoĂci handlu zaobserwowano wb trakcie trzech ostatnich lat badanego okresu (rys. 4).

Natomiast analizujÈc ksztaïtowanie siÚ wskaěników komplementarnoĂci handlowej Polski zbUniÈ EuropejskÈ wbokresie 1995–

2011 moĝna zauwaĝyÊ systematyczny wzrost wartoĂci wskaěników wb badanym okresie zb wyjÈtkiem lat 2000–2003, co Ăwiadczyïo obwzroĂcie intensywnoĂci handlu wewnÈtrz- gaïÚziowego miÚdzy badanymi gospodar- kami (rys. 5).

Przed dokonaniem estymacji modeli wyjaĂniajÈcych wpïyw integracji handlowej na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych Polski ibUnii Europejskiej niezbÚdne byïo okreĂlenie stacjonarnoĂci wykorzystywa- nych szeregów czasowych, gdyĝ nieuwzglÚd-

nienie ewentualnego braku stacjonarnoĂci szeregów czasowych mogïoby spowodo- waÊ wstÚpowanie regresji pozornej miÚ- dzy zmiennymi. W tym celu wykorzystano rozszerzony test Dickeya-Fullera – ADF (Augmented Dickey-Fuller). Wyniki rozsze- rzonego testu ADF wskazywaïy na wystÚ- powanie szeregów czasowych ob rzÚdach integracji 0 ib1. Odpowiednie wyniki testów ADF przedstawiono wbtabeli 1.

Brak stacjonarnoĂci kilku szeregów czasowych uwzglÚdnianych wb modelach wymusiï modyfikacjÚ postaci funkcyjnej modeli. W przypadku wektora autoregresji modyfikacja polegaïa na zastÈpieniu wiel- koĂci analizowanych zmiennych przez ich pierwsze róĝnice. JednoczeĂnie ze wzglÚdu na brak wystÚpowania pierwiastka jednost- kowego we wszystkich szeregach czasowych oraz brak kointegracji miÚdzy zmiennymi

Rysunek 4. Wskaěniki intensywnoĂci wymiany handlowej (TII) Polski zb UniÈ EuropejskÈ wb okresie 1995–2011

1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011

1,85 1,90 1,95 2,00 2,05 2,10 2,15 2,20 2,25 2,30

TII_UE

Rysunek 5. Wskaěniki komplementarnoĂci handlowej (Se) Polski zb UniÈ EuropejskÈ wb okresie 1995–2011

1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011

1,85 1,90 1,95 2,00 2,05 2,10 2,15 2,20 2,25 2,30

TII_UE

(8)

modelu, nie byïo moĝliwoĂci rozszerze- nia ibprzeksztaïcenia modeli wbwektorowe modele korekty bïÚdem.

W analizie przyjÚto jeden okres opóě- nieñ miÚdzy zmiennymi objaĂniajÈcymi ab zmiennÈ objaĂnianÈ (jeden rok). Doko- nany wybór rzÚdu opóěnieñ byï zgodny zb wynikami kryteriów informacyjnych modelu Akaike, Schwartza-Bayesiana oraz Hannana-Quinna. Wedïug tych kryteriów najwiÚkszÈ pojemnoĂÊ informacyjnÈ miaï model zbjednym opóěnieniem.

NastÚpnie dokonano estymacji modeli za pomocÈ modelu wektorowej autoregresji (Vector Autoregression Model) zapropono- wanego przez Simsa (1980). W metodzie VAR analizuje siÚ dane zjawisko za pomocÈ ukïadu równañ, co zgodnie zb postulatem Simsa (1980) eliminuje jednoczeĂnie pro- blem egzogenicznoĂci zmiennych objaĂnia- jÈcych. W tabeli 2 przedstawiono wyniki oszacowañ parametrów modelu VAR.

Na podstawie wyników oszacowañ rów- nania 1 moĝna zauwaĝyÊ, iĝ synchronizacja

cykli koniunkturalnych Polski ibUnii Euro- pejskiej byïa wb badanym okresie wb istot- nym stopniu zdeterminowana ksztaïtowa- niem siÚ intensywnoĂci wymiany handlowej oraz komplementarnoĂci handlowej Polski ibUnii Europejskiej. Obliczony wspóïczyn- nik oddziaïywania intensywnoĂci wymiany handlowej na zbieĝnoĂÊ cykli koniunkturalnych wyniósï –0,61, co tym samym potwier- dzaïo negatywny wpïyw handlu na korelacjÚ cykli koniunkturalnych Polski ibUnii Euro- pejskiej. Natomiast wspóïczynnik oddzia- ïywania komplementarnoĂci handlowej na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych wyniósï 2,52, co tym razem Ăwiadczyïo ob pozytywnym wpïywie handlu wewnÈtrz- gaïÚziowego na zbieĝnoĂÊ cykli koniunkturalnych badanych gospodarek.

Zatem wyniki przeprowadzonych badañ byïy zgodne zbujÚciem teoretycznym wska- zujÈcym na negatywny/pozytywny wpïyw handlu miÚdzygaïÚziowego/wewnÈtrzgaïÚ- ziowego na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych analizowanych krajów. Uzyskane

Tabela 1. Wyniki analizy stacjonarnoĂci poszczególnych szeregów czasowych modelu VAR

Szereg czasowy RzÈd integracji

Corr_{PL_UEt} – wskaěnik synchronizacji cykli koniunkturalnych Polski ibUnii

Europejskiej I(0)

TII_UEt – wskaěnik intensywnoĂci handlu Polski zbUniÈ EuropejskÈ I(1) Se_UEt – wskaěnik komplementarnoĂci handlowej Polski wbstosunku do

Unii Europejskiej I(1)

½ródïo: opracowanie wïasne.

Tabela. 2. System VAR (model wektorowej autoregresji), rzÈd opóěnienia 1. Estymacja KMNK dla obserwacji 1996–2011

Równanie 1: corrPL_UE

Wspóïczynnik t-Studenta

corrPL_UE_1 0,113260 0,340418

TII_UE_1 –0,609078 –1,290910

Se_UE_1 2,518280 4,533860

¥redn. aryt. zm. zaleĝnej 0,250000 Odch. stand. zm. zaleĝnej 0,447214 Suma kwadratów reszt 2,916527 BïÈd standardowy reszt 0,473654 Wsp. determ. R-kwadrat 0,270868 Skorygowany R-kwadrat 0,158694

F(3, 13) 1,609809 WartoĂÊ p dla testu F 0,235149

Autokorel. reszt - rho1 –0,019653 Stat. Durbina-Watsona 1,826721

(9)

Rysunek 6. Wykresy funkcji odpowiedzi impulsowych wskaěnika synchronizacji cykli koniunkturalnych Polski ibUnii Europejskiej

odpowiedź corrPL_UE na impuls z corrPL_UE

–0,2 –0,1 0,0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

okresy estymacja punktowa kwantyle 0,025 i 0,975

odpowiedź corrPL_UE na impuls z TII_UE estymacja punktowa

kwantyle 0,025 i 0,975

–0,20 –0,15 –0,10 –0,05 0,05 0,10 0,15

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

okresy 0,00

odpowiedź corrPL_UE na impuls z Se_UE estymacja punktowa

kwantyle 0,025 i 0,975

–0,10 –0,08 –0,06 –0,04 –0,02 0,00 0,02 0,04 0,06 0,08 0,10 0,12

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

okresy

(10)

rezultaty badañ sÈ równieĝ zbieĝne zbwyni- kami badañ empirycznych przeprowadzonymi przez Camacho, Perez-Quiros ibSaiz (2006) oraz Shin ibWang (2003).

NastÚpnym etapem badania byï pomiar siïy oddziaïywania analizowanych wspóï- czynników na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych Polski, Unii Europejskiej wbokresie 1995–2011. Pomiaru tego dokonano za pomocÈ tzw. funkcji odpowiedzi impul- sowych (impulse response function), czyli funkcji reakcji wskaěnika synchronizacji cykli koniunkturalnych na impuls wbpostaci zmiany wskaěników intensywnoĂci wymiany handlowej ibkomplementarnoĂci handlowej Polski ibUnii Europejskiej (rys. 6).

Na podstawie powyĝszych rysunków moĝna zauwaĝyÊ, iĝ szokowy wzrost wskaě- nika synchronizacji cykli koniunkturalnych Polski ib Unii Europejskiej prowadziï do natychmiastowego wzrostu wartoĂci tego wskaěnika wb ciÈgu pierwszego roku od momentu pojawienia siÚ szoku, ab nastÚp- nie do spadku ib stopniowej stabilizacji po upïywie kolejnych czterech lat. Natomiast wzrost wskaěnika intensywnoĂci wymiany handlowej Polski zb UniÈ europejskÈ pro- wadziï do stopniowego spadku wskaěnika synchronizacji cykli koniunkturalnych badanych gospodarek wbciÈgu dwóch kolejnych lat od momentu wystÈpienia szoku, abnastÚpnie do stopniowego wzrostu ibstabilizacji wb trakcie kolejnych szeĂciu lat.

Odmiennie reagowaï wskaěnik synchronizacji cykli koniunkturalnych Polski ib Unii Europejskiej na wzrost wskaěnika kom- plementarnoĂci handlowej analizowanych gospodarek. Mianowicie, szokowy wzrost wartoĂci wskaěnika komplementarno- Ăci handlowej prowadziï do stopniowego wzrostu wskaěnika synchronizacji cykli koniunkturalnych Polski ib Unii Europej- skiej, ab nastÚpnie do stopniowego spadku ibstabilizacji po upïywie kolejnych piÚciu lat.

5. Zako ñczenie

Przeprowadzone badania empiryczne dotyczÈcej wpïywu handlu zagranicznego na synchronizacjÚ cykli koniunkturalnych Polski ib Unii Europejskiej wykazaïy, ĝe wzrost obrotów handlowych niekoniecznie prowadzi do zwiÚkszenia synchronizacji cykli koniunkturalnych analizowanych gospodarek. Wpïyw wzrostu handlu dwóch krajów na synchronizacjÚ ich cykli koniunkturalnych zaleĝy nie tylko od intensywnoĂci

wymiany handlowej, lecz takĝe od struktury obrotów handlowych.

Wzrost wymiany handlowej prowadzi do wiÚkszej zbieĝnoĂci cykli koniunkturalnych tylko wtedy, kiedy jest to handel wewnÈtrz- gaïÚziowy prowadzÈcy do wzrostu kom- plementarnoĂci struktur gospodarczych krajów ib przyczyniajÈcy siÚ do powstawania symetrycznych szoków ekonomicznych.

Wbprzeciwnym razie, wzrost obrotów handlowych dwóch gospodarek moĝe powodo- waÊ wzrost specjalizacji ibprzyczyniaÊ siÚ do powstawania czÚstych szoków idiosynkratycznych (asymetrycznych).

Uzyskane wyniki badañ majÈ istotne implikacje zb punktu widzenia przyszïego czïonkostwa Polski wbstrefie euro. Miano- wicie, skoro wzrost wymiany wewnÈtrzga- ïÚziowej Polski ibUnii Europejskiej (w tym strefy euro) prowadzi do wiÚkszej korelacji cykli koniunkturalnych obu gospodarek, wówczas koszty zwiÈzane zbbrakiem auto- nomicznej polityki monetarnej wb obliczu idiosynkratycznych szoków ekonomicznych bÚdÈ mniejsze wb sytuacji czïonko- stwa Polski wbunii walutowej¹. Tym samym korzyĂci netto wynikajÈce zb czïonkostwa Polski wbunii walutowej okaĝÈ siÚ wiÚksze wb warunkach rosnÈcego stopnia komple- mentarnoĂci struktur gospodarczych Polski ibstrefy euro. Zatem, rezultaty badañ mogÈ stanowiÊ jeden zb argumentów popierajÈ- cych dÈĝenia Polski do peïnego czïonko- stwa wbunii monetarnej krajów czïonkow- skich Unii Europejskiej.

Przypis

1 Pomimo ĝe intensyfikacja wymiany handlowej pomiÚdzy krajami naleĝÈcymi do wspólnego obszaru walutowego strefy euro sugeruje wzrost stopnia synchronizacji cykli koniunkturalnych ibwbdalszej konsekwencji konwergencjÚ gospodar- czÈ, to wbprzypadku czÚĂci krajów brakuje wyraě- nego potwierdzenia tej tezy. Sytuacja ta moĝe byÊ rezultatem braku speïnienia fundamentalnego zaïoĝenia warunkujÈcego konwergencjÚ wbobsza- rze walutowym, jakim jest doskonaïa mobil- noĂÊ siïy roboczej, Ministerstwo Gospodarki, Departament Analiz ibPrognoz (2011).

Bibliografia

Akin, C. (2006). Multiple Determinants of Busi- ness Cycle Synchronization. Washington: George Washington University, Department of Economics.

Bayoumi, T. ib Eichengreen, B. (1992). Shocking Aspects of European Monetary Unification. Natio-

(11)

nal Bureau of Economic Research Working Papers, 3949, 1–39.

Calderón, C., Chong, A. ibStein, E. (2002). Trade Intensity and Business Cycle Synchronization: Are Developing Countries Any Different? Central Bank of Chile Working Papers, 195, 1–34.

Camacho, M., Perez-Quiros, G. ib Saiz, L. (2006).

Are European business cycles close enough to be just one?, Journal of Economics Dynamics and Con- trol, 30, 1–31.

De Haan, J., Inklaar, R.C. ib Jong-A-Pin, R.M.

(2008). Will business cycles in the Euro area converge? A critical survey of empirical research, Journal of Economic Surveys, 22, 1–44.

De Haan, J., Inklaar, R. ibJong-a-Pin, R.M. (2005).

Trade and Business Cycle Synchronization in OECD Countries - abRe-examination. CESifo Wor- king Paper Series, 1546, 1–35.

Ministerstwo Gospodarki, Departament Analiz ib Prognoz (2011). Konwergencja czy dywergencja gospodarcza wbstrefie euro? Warszawa, grudzieñ, 1–17.

Drysdel, P. ib Garnaut, R. (1993). The Pacific: An Application of General Theory of Economic Inte- gration. W: Bergsten F. ib Noland M. (eds.). Paci- fic Dynamism and International Economic System.

Washington: Institute for International Economics.

Frankel, J. ibRose, A. (1998). The Endogenity of the Optimum Currency Area Criteria, The Economic Journal, 108, 1009–1025.

Grigoli, F. (2011). The Impact of Trade Integration on Business Cycle Synchronization for Mercosur Countries, The European Journal of Comparative Economics, 9(1), 103–131.

Imbs, J. (2004). Trade, Finance, Specialization, and Synchronization, Review of Economics and Stati- stics, 86, 723–734.

Karimi, F. ib Pirasteh, H. (2009). Relationship between Economic Integration and Business Cycle

Synchronization, International Journal of Business and Development Studies, 1(1), 67–82.

Kenen, P.B. (1969). The Optimum Currency Area:

An Eclectic View. W: Mundell R. ibSwoboda, A.K.

(eds.). Monetary Problems of the International Eco- nomy. Chicago: UniversitybofbChicagobPress.

Kenen, P.B. (2000). Currency Areas, Policy Doma- ins and the Institutionalization of Fixed Exchange Rates. CEP Discussion Papers, 0467, 1–39.

Kose, M.A. ibYi, K. M. (2005). Can the Standard International Business Cycle Model Explain the Relation Between Trade and Comovement? Fede- ral Reserve Bank of Philadelphia Working Paper, 05–3, 1–40.

Krugman, P.R. (1991). Geography and Trade. Cam- bridge, Massachusetts: MIT Press.

Lubiñski, M. (2007). MiÚdzynarodowy cykl koniunk- turalny, Contemporary Economics, 1(2), 5–19.

Matkowski, Z. ib Próchniak M. (2009). ZbieĝnoĂÊ rozwoju gospodarczego Polski ib innych krajów Europy ¥rodkowo-Wschodniej wbstosunku do Unii Europejskiej, ZarzÈdzanie Ryzykiem, 30, 53–97.

Rana, P.B., Cheng, T. ib Chia, W.M. (2011). Trade Intensity and Business Cycle Synchronization: East Asia vs Europe, Journal of Asian Economics, 20, 701–706.

Shin, K. ibWang, Y. (2003). Trade Integration and Business Cycle Synchronisation in East Asia, ISER Discussion Paper, 574, 1–38.

Sims. Ch.A. (1980). Macroeconomics and Reality, Econometrica, 1, 1–48.

UNCTAD (2012). Handbook of Statistics. New York and Geneva.

Yeats, A.J. (1997). Does MERCOSUR Trade Per- formance Raise Concerns About The Effects of Regional Trade Arrangements? The World Bank Economic Review, 12, 1–46.

(12)

Za ïÈczniki

ZaïÈcznik 1. Dynamika realnego PKB wbPolsce ibUnii Europejskiej wbokresie 1995–2011 (w %)

1 2 3 4 5 6 7 8

PKB_PL

–5 –4 –3 –2 –1 0 1 2 3 4

PKB_EU

1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011

½ródïo: UNCTAD (2012).

ZaïÈcznik 2. WartoĂÊ eksportu Polski ogóïem oraz eksportu Polski do Unii Europejskiej (w mld USD)

20 40 60 80 100 120 140 160 180 200

0 20 40 60 80 100 120 140 160

Eksport_Polski Eksport_Polski_do_UE

1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011

½ródïo: UNCTAD (2012).