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