Политвесник

*) При знаходженні функцій попиту на український експорт ціна експортного товару в національній валюті, що згідно з припущеннями моделі має бути незмінною і дорівнювати 1 грн, скоригована з урахуванням індексу цін виробника (грудень 1999 р. =1).

**) Умова еластичного попиту, виражена через ціну українського експорту в іноземній валюті, знаходиться з рівняння цінової еластичності. Відповідна умова еластичного попиту, виражена через валютний курс, отримується з попередньої з урахуванням актуального валютного курсу та ІЦВ.

Для визначення залежності обсягів українського експорту до Росії від курсу рубля проаналізовано динаміку цих показників під час і після валютно-фінансової кризи 1998 р. Цей випадок був не таким однозначним. Так, незважаючи на спричинене кризою знецінення рубля відносно гривні майже удвічі, російський імпорт з України 1999 р. лише несуттєво зменшився порівняно з попереднім роком (з 2,8 до 2,4 млрд дол.) [7], і навіть помітно зріс у 2000-2002 рр. (відповідно 3,5, 3,7 і 3,2 млрд дол.), в той час як загальний імпорт РФ скоротився на 40% і почав знову зростати лише з 2001 р. [8]

Це пояснюється тим, що відносно інших валют (насамперед долара) російський рубль знецінився ще більше, внаслідок чого для Росії ціна імпорту з більшості країн світу зросла помітніше, ніж ціна імпорту з України та деяких інших країн СНД, валюти яких також знецінилися, хоча й меншою мірою. Дані, наведені в табл.. 2, свідчать, що після тимчасового зменшення імпорту з України в першому півріччі 1999 р. його обсяги відновилися і навіть перевищили докризовий рівень, а частка України в російському товарному імпорті зросла з 4,5 до 7,5% 2000 р. і зараз утримується на рівні 5,0-5,5%.

На основі цього можемо дійти висновку, що в межах нашої моделі наслідком валютно-фінансової кризи стала зміна параметрів функції українського експорту до

Росії, тобто переміщення праворуч кривої попиту Росії на український експорт.

Динаміка показників зовнішньої торгівлі та валютних курсів дає змогу оцінити тривалість періоду пристосування російської економіки до нових умов торгівлі приблизно в один рік, тобто можемо говорити про остаточне встановлення нових параметрів функції попиту на український експорт лише з кінця 1999 – початку 2000 р. Після цього зміцнення курсу рубля з 0,16 грн. до майже 0,20 грн. протягом 1999-2000 рр.

312 Тетяна Колесник

супроводжувалося зростанням обсягів експорту до Росії, а наступне зниження курсу до 0,17 грн – відповідно зменшенням обсягів експорту (рис. 2).

Таблиця 2. Імпорт товарів до Російської Федерації і частка в ньому України в 1998-2002 рр.

Джерело: Державний комітет статистики України, Державний комітет статистики РФ.

За допомогою емпіричних досліджень ми визначили функцію попиту Росії на український експорт і встановили, що зараз знаходимося на еластичній ділянці кривої попиту, і, на відміну від ситуації з ЄС, існуючі тенденції не прогнозують переходу на нееластичну ділянку в найближчому майбутньому. На жаль, на даному етапі брак даних не дає змоги визначити функцію попиту на український експорт у докризовий період, щоб порівняти параметри двох функцій і спробувати визначити швидкість пристосування до нових умов торгівлі. Точність отриманих результатів є меншою, ніж для випадку з ЄС, через значні коливання обсягів експорту, спричинені неціновими факторами; крім того, між статистичними даними про зовнішню торгівлю, що подаються Україною і Росією, можуть існувати суттєві розбіжності [7].

Рис 2. Динаміка курсу російського рубля та українського експорту до Росії в 1998-2002 роках (1997 р. = 100).

Залежність експорту України до решти країн світу від курсу долара було проаналізовано для періоду 1998-2001 рр., оскільки протягом останніх двох років не спостерігалося значних курсових коливань, які б могли суттєво вплинути на умови торгівлі. Отримані результати, обчислені на підставі даних Державного комітету статистики України, також представлені в табл. 1. Стабільний курс долара, навіть з певною тенденцією до зниження, за даних умов також не прогнозує переходу на нееластичну ділянку кривої попиту на український експорт.

На основі отриманих рівнянь попиту можемо вивести функцію сукупного попиту на український експорт. Але функція

має бути скоригована з урахуванням індексу цін виробника, оскільки в реальній моделі ціна експорту в національній валюті не є незмінною, відповідно, ціна експорту в

Тепер можемо підставити у функцію (7) часткові рівняння попиту з табл.. 1 і отримати кінцеву функцію сукупного попиту на експорт:

Отже, в результаті проведених досліджень ми отримали функцію сукупного попиту на український експорт, за допомогою якої з достатньою точністю можна аналізувати і прогнозувати динаміку українського експорту при зміні курсів основних валют з урахуванням індексу цін виробника і зміни в регіональній структурі експорту, зокрема, внаслідок валютно-фінансової кризи. Ми також підтвердили, що на сучасному етапі експорт України є еластичним і визначили умови еластичності для його основних географічних напрямків через курси відповідних валют.

Проте низка питань і проблем залишається невирішеними. Це, зокрема, необхідність точного визначення зон впливу євро і рубля, врахування змін у зовнішній торгівлі, що виникають чи можуть виникнути внаслідок інтеграції до ЄС нових членів або внаслідок діяльності ЄЕП, відсутність або недостовірність деяких статистичних даних. Крім того, для дослідження цікавим є процес зміни параметрів функції попиту на експорт, спричи- нений екзогенними факторами, характер і швидкість його перебігу. І насамперед необ- хідно визначити функцію імпорту для отримання моделі торгового балансу України.

___________

1.Біленко Ю. Валютний курс та динаміка і структура зовнішньої торгівлі України з Європейським Союзом: вплив фінансової кризи // Соціально-економічні дослідження в перехідний період. Проблеми європейської інтеграції і транскордонної співпраці. В 2 т.: Вип. 29. Т. 2. Л.: Вежа, 2001. 470 с.

2.Gandolfo G. International Economics: In 2 ch. Berlin etc.: Springer-Verlag, 1987. – Ch.2: International Monetary Theory and Open-Economy Macroeconomics. – 481 p.

3.Василенко Ю. Фактори розвитку українського експорту в країни “далекого зарубіжжя” // Вісник НБУ.– 2000.– №7.– С. 36-43.

4.Вестин П. Российский кризис: эффект домино // Обзор российской экономики: ежемесячный бюллетень Российско-европейского центра экономической политики.

Декабрь 1999. С. 3-12.

5.Василенко Ю. Наслідки девальвації для ефективності експорту // Вісник НБУ.– 2001.– № 2.– С. 10-15.

6.Береславська О. Тенденції на міжнародних ринках та їх вплив на валютний ринок України // Вісник НБУ.– 2003.– № 7.– С. 38-41.

7.Українсько-російська торгівля: нова статистика та коментар до деяких наслідків кризи // Тенденції української економіки.– 1999.– березень.– С. 68-73.

THE EFFECT OF EXCHANGE RATES FLUCTUATIONS ON THE UKRAINIAN EXPORTS

Tetyana Kolesnyk

Ivan Franko National University of Lviv

vul. Universytetska 1, Lviv 79000, Ukraine, tel. (0322) 964-602

This article presents a model of dependence of the Ukrainian trade balance on fluctuations of hryvnya exchange rate to US dollar, euro and Russian rouble. This model was developed to improve the previous model that took into consideration only US dollar rate and thus could not describe the foreign trade of Ukraine with the Russian Federation and the EU countries objectively enough. The results of the empirical studies of the Ukrainian exports dynamics depending on the rates of the three main currencies are also presented in the article.

Key words: exchange rate, trade balance, dynamics and structure of Ukrainian exports.

Стаття надійшла до редколегії 27.09.2004, прийнята до друку 30.01.2005.

УДК 330.101.542:336.153.2

МАКРОЕКОНОМІЧНІ ЧИННИКИ ФІСКАЛЬНОЇ ПОЛІТИКИ КРАЇН З ПЕРЕХІДНОЮ ЕКОНОМІКОЮ

Роман Копич

Львівський національний університет імені Івана Франка вул.Університетська 1, м. Львів 79000, Україна, тел. (0322) 964-781

Досліджено такі макроекономічні чинники фіскальної політики, як реальний обмінний курс, процентна ставка та дефіцит бюджету. Проаналізовано вплив реального обміного курсу та процентної ставки на дефіцит бюджету та їх взаємозв`язок за умов перехідної економіки з метою визначення механізмів досягнення рівноваги платіжного балансу на прикладі України, Польші та Чехії.

Ключові слова: фіскальна політика, реальний обмінний курс, сальдо бюджету, процентна ставка, перехідна економіка.

Аналіз взаємного зв’язку між сальдо бюджету, поточного рахунку і реальним обмінним курсом є важливим з погляду визначення механізмів досягнення рівноваги платіжного балансу. В 1993―1997 рр. погіршення торговельного балансу в Чехії спостерігалося на тлі погіршення фіскальних показників (рис. 1) і підвищення реального обмінного курсу (рис. 2). Попри деяке зменшення від’ємного сальдо торговельного балансу, виразне погіршення фіскальних показників становить проблему для визначення економічної політики у Польщі. В Україні динаміка торговельного балансу і сальдо бюджету виглядає пропорційною. Тривале від’ємне сальдо торговельного балансу легко пов’язати з надмірним дефіцитом бюджету, а поліпшення сальдо зовнішньої торгівлі — з додатним сальдо бюджету. З кінця 2001 р. погіршення фіскальних показників знову висуває на порядок денний проблему платіжного балансу.

Хоча погіршення платіжного балансу прийнято вважати наслідком підвищення реального обмінного курсу, наприклад, це зроблено для Чехії [4, с. 642―648], такий вислід може бути результатом впливу дефіциту бюджету — як самостійно, так і через погіршення цінових співвідношень у зовнішній торгівлі. Емпіричні дані показують, що дефіцит бюджету підвищує реальний обмінний курс [5, с. 336]. У перехідних економіках дефіцит бюджету обмежує експорт і збільшує зовнішні запозичення [8, с. 20―21].

Нездатність скоротити дефіцит бюджету визнається головною причиною кризи платіжного балансу в Угорщині у 1994―1995 рр. [7, с. 18] і Чехії в 1996―1997 рр. [2, с. 683―684]. Девальвація чеської крони (травень 1997 р.) позначилася зниженням реального обмінного курсу, але ненадовго (рис. 1а). Упродовж 2000―2001 рр. цінові співвідношення знову погіршувалися. Подібне прискорене підвищення реального обмінного курсу спостерігається у Польщі. Це може бути наслідком погіршення фіскальної дисципліни. В Україні реальний обмінний курс підвищувався до середини 1998 р., однак надалі відбулося локальне зниження цього показника та його стабілізація на нижчому рівні в 2000―2001 рр. Примітно, що підвищення реального обмінного курсу

© Роман Копич, 2005

супроводжується зниженням процентної ставки у Чехії і Польщі (рис. 1b). Симетричність обох показників простежується в Україні (за винятком 1999 р.).

6] Для фіксованого обмінного курсу в усіх випадках відбувається підвищення реального обмінного курсу, що може погіршити платіжний баланс.

У моделі “залежної” економіки дефіцит бюджету може як знижувати, так і підвищувати реальний обмінний курс залежно від специфікації сальдо поточного рахунку [10, с. 224―253]. Реальний обмінний курс знижується за рахунок істотного зниження рівня цін товарів внутрішньої торгівлі, яке нівелює наслідки зміцнення грошової одиниці. Якщо надлишкова абсорбція включає лише товари внутрішної торгівлі, реальний обмінний курс не змінюється. Приймаючи переважання товарів внутрішньої торгівлі в урядових видатках і відносну слабкість відповідного ефекту добробуту, в економіці з визначенням поточного рахунку попитом і пропозицією товарів зовнішньої торгівлі реальний обмінний курс підвищується; інакше можна очікувати знецінення цього показника.

Відомі емпіричні свідчення на користь тотожності Рікардо (φ=0) достатньо суперечливі. Про відсутність впливу дефіциту бюджету на процентну ставку для промислових країн стверджує Барро [1, с. 227―228]. Результати для 11 трансформаційних економік заперечують тотожність Рікардо у частині впливу дефіциту бюджету на поточний рахунок; дефіцит бюджету недвозначно погіршує цей показник

[10, с. 46].

Емпіричне дослідження зв’язку між показниками ускладнюється проблемами ідентифікації, адже немає підстав заперечувати взаємний коінтеграційний зв’язок між доходом, приватним споживанням і сальдо бюджету. Додаткові труднощі створює врахування ефекту добробуту. В даному випадку інфляція перешкоджає збільшенню сукупного попиту [3, с. 9―10].

Статистичні характеристики вихідних даних. Для економетричного оцінювання використовувалися квартальні показники з довідкового видання МВФ “International Financial Statistics” для Чехії (1993―2001), Польщі (1996―2001), України (1994―2001):

RERt — реальний обмінний курс, BDt — сальдо бюджету, Rt — процентна ставка (за кредитами), RFt — облікова ставка, FAt — фінансовий рахунок, TRADEt — торговельний баланс, Et — номінальний обмінний курс, Yt — ВВП. Показники RERt, Et, Yt, використано у логарифмах відповідних індексів, а BDt, CAt, FAt і TRADEt — у % ВВП. Процентні ставки Rt і RFt подано у %.

Статистичний тест Гренджера виявляє достатньо відмінні характеристики трьох досліджуваних країн (див.таблицю). У Чехії вплив сальдо бюджету на реальний обмінний курс виявляється лише через півроку, тоді як фіскальні показники виразно залежать від RERt. У Польщі набагато сильніше виявляє себе вплив BDt на RERt, тоді як протилежна залежність (RERt BDt) виглядає достатньо слабкою. В Україні причинність є подібною до Польщі.

Зв’язку між процентною ставкою і сальдо бюджету в Польщі немає. У Чехії процентна ставка впливає на сальдо бюджету. В Україні простежується взаємний зв’язок між обома показниками. Також в українській економіці все виглядає на те, що саме сальдо бюджету впливає на поточний рахунок і торговельний баланс, а не навпаки. В економіках Чехії і Польщі немає ознак впливу сальдо бюджету на торговельний баланс.

Хоча результати тесту Гренджера не показують помітного зв’язку між залежними змінними, тест Джохансена виявляє коінтеграцію BDt, TRADEt, RERt для всіх трьох країн. У кожному з випадків існує, принаймні, одне коінтеграційне рівняння. Це зумовлює використання для економетричного оцінювання моделі з коригуванням помилки:

Тест Гренджера для RERt аnd BDt

де Xt залежна змінна, Yt вектор m незалежних змінних, zt, υt залишки відповідних регресійних рівнянь, c0, c1 константи.

У рівнянні (7) визначено залежність між рівнями (у логарифмах), а у рівнянні (8) між темпами відповідних показників; коефіцієнти αi―βj відбивають довгострокові, а ai―bj короткострокові залежності. Включення залишків zt−1 у рівняння (8) дає змогу отримати точніші оцінки регресійних коефіцієнтів, які враховують вплив довгострокових тенденцій на короткочасну динаміку досліджуваних показників. У рівнянні (8) дані

відрізнятися від специфікації рівняння (7).

Оцінки 2SLS

Отримані довгострокові коефіцієнти виявилися такими:

а) Чехія

40 Зазвичай прописні літери використовуються для позначення логарифмів оцінюваних показників, а малі літери для перших різниць логарифмів відповідних показників.

320 Роман Копич