Analiza czynnikowa kursu dolara na polskim rynku walutowym

Jerzy Czesław OssowskiKatedra Ekonomii i Zarzdzania PrzedsibiorstwemWydział Zarzdzania i EkonomiiPolitechnika GdaskaVIII Seminarium Naukowe Katedry Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Politechniki Gdaskiejnt.: „GOSPODARKA POLSKI W OKRESIE TRANSFORMACJI”,Gdask-Sobieszewo, 18-21 wrzesie 2003 r.ANALIZA CZYNNIKOWA KURSU DOLARANA POLSKIM RYNKU WALUTOWYM – UJCIE KWARTALNE1. WprowadzenieW latach dziewidziesitych na polskim rynku walutowym obowizywał mechanizmograniczajcy swobod w kształtowaniu si kursu walut. Ograniczenie to polegało na 1 :• centralnie ustalanym miesicznym tempie dewaluacji kroczcej złotego wzgldemnajwaniejszych walut europejskich i dolara amerykaskiego,• centralnie okrelonym przez rzd przedziale waha kursów walut wokół kursu centralnegozłotówki.W literaturze przedmiotu podkrela si, i do kwietnia 2000 roku, czyli do momentu, kiedymechanizm korygujcy kurs walut na rynku polskim został zniesiony, bank centralny zajmowałpozycj pilnego, ale jednoczenie biernego obserwatora. Na rynku walutowym interweniowałbezporednio zaledwie jeden raz. Miało to miejsce w sierpniu 1998 roku, czyli w okresie tzw. kryzysurosyjskiego. Interwencja ta polegała na zasileniu rynku pieninego czci rezerw walutowych.Mimo i kwota walut skierowana na rynek nie przekroczyła 5% wartoci zgromadzonych rezerw, kurswalut wzgldem złotówki w krótkim okresie ustabilizował si. Warto zauway, e obowizujceograniczenia na polskim rynku walutowym wynikały głównie z obserwowanego w latachdziewidziesitych wysokiego poziomu inflacji. Z przeprowadzonych analiz wynika bowiem, iroczne stopy załoonej przez bank centralny dewaluacji kroczcej były silnie skorelowane zobserwowanymi rocznymi stopami dewaluacji. Z kolei roczne stopy kursu dolara charakteryzowałysi długookresowymi wahaniami cyklicznymi wokół stóp inflacji i dewaluacji 2 . Wskazywałoby to namaksymalnie biern postaw banku centralnego na rynku polskim. W rezultacie postawi monahipotez w myl której: kurs walut obcych na rynku polskim kształtował si pod wpływem1 Por.: Ossowski J.Cz.: Ekonometryczna analiza kursu dolara w Polsce w latach 1993-2000, w: GospodarkaPolski w okresie transformacji, red. naukowa Dominiak P., Wydawnictwo Wydziału Zarzdzania i Ekonomii,Politechnika Gdaska, Gdask 2000, s. 93-98.2 Por.: Ossowski J.Cz.: Ekonometryczna analiza kursu dolara w Polsce w latach 1993-2000, w: GospodarkaPolski w okresie transformacji, red. naukowa Dominiak P., Wydawnictwo Wydziału Zarzdzania i Ekonomii,Politechnika Gdaska, Gdask 2000, s. 93-981

ónego rodzaju czynników popytowo-podaowych na długo przed zniesieniem mechanizmukorygujcego kurs walut w Polsce. W wietle tak postawionej hipotezy udzieli naley odpowiedzina nastpujce pytania:• jakie czynniki popytowo-podaowe kształtowały kursy walut na rynku polskim?• czy i od kiedy wyrónione czynniki popytowo-podaowe uznane mog by za decydujce opoziomie kursu walut?Odpowied na pierwsze z pyta sformułowana winna by na gruncie teoretycznym. Tym samymwyprowadzone wnioski mog mie jedynie charakter aprioryczny. Z kolei odpowied na pytaniedrugie słuy ma konkretyzacji i weryfikacji wczeniej sformułowanych wniosków. Wymaga toprzeprowadzenia analizy empirycznej materiału statystycznego przy zastosowaniu odpowiednichprocedur statystyczno-ekonometrycznych.Przed sformułowaniem wniosków o charakterze apriorycznym zauwamy, e walutowy rynekpolski jest rynkiem wtórnym w stosunku do walutowego rynku wiatowego. Tym samym wzajemnerelacje kursów walut, ukształtowane na rynku wiatowym, ze znacznym przyblieniem przenosz sina rynek krajowy. W tej sytuacji celem zweryfikowania postawionej hipotezy i udzielenia odpowiedzina zwizane z ni pytania, korzystnym wydaje si skoncentrowanie uwagi na kluczowej waluciewiatowej, jak jest dolar amerykaski.2. Popyt i poda na rynku dolarów a kurs równowagi rynkowejUdzielenie odpowiedzi na pytanie dotyczce rodzaju czynników i sposobu ich wpływania nakurs dolara wymaga w pierwszej kolejnoci wyjanienia poj dotyczcych popytu i poday orazustalenia zbioru czynników popytowo-podaowych na rynku walutowym. Popyt na dolary jest toekonomicznie uzasadnione zapotrzebowanie na t walut zgłoszone przez potencjalnychnabywców. O wielkoci popytu na dolary (QMF D ) mierzonego iloci dolarów w danym okresiedecyduje z jednej strony kurs dolara w danym okresie, czyli jego cena rynkowa (ε), a z drugiej stronyzbiór czynników pozacenowych (pozakursowych). Popyt na dolary zgłaszany jest midzy innymiprzez nastpujce podmioty gospodarcze:• importerów dóbr rzeczowych i usług (głównie z rynków dolarowych),• cz osób wyjedajcych za granic w celach turystycznych i słubowych,• osoby prywatne i instytucje inwestujce w waluty obce w celach spekulacyjnych lub w celachzmniejszajcych ryzyko inwestowania na rynkach finansowych,• zagranicznych inwestorów dolarowych na rynku polskim, realizujcych osignite zyski lubinwestorów dolarowych, wycofujcych si z rynku polskiego.Dla wyrónionych powyej podmiotów gospodarczych dolar jest dobrem ekonomicznym.Zapotrzebowanie na niego, przy innych niezmienionych warunkach, uzalenione jest od jego ceny.Jeli przy innych niezmienionych warunkach kurs dolara wzronie, wówczas:• ceny dóbr rzeczowych i usług importowanych z rynków dolarowych wzrastaj, co wywołujespadek popytu na dobra importowane z tych rynków,• koszty wyjazdów do strefy dolarowej wzrastaj, co zmniejsza popyt na tego typu usługi,• inwestowanie w dolary staje si mniej opłacalne anieli w inne waluty oraz inne aktywafinansowe, dla których dolar jest dobrem substytucyjnym.W rezultacie powyszego popyt na dolary maleje. Obecnie powiemy: ceteris paribus, wzrost kursudolara prowadzi do spadku popytu na dolary. W tej sytuacji jednoczynnikow funkcj popytu nadolary zapiszemy nastpujco:QMFD= QMFD( ε), (1a)gdzie:∆QMF < 0∆εDla wikszej wygody popyt na dolary, podobnie jak popyt na innego rodzaju dobra ekonomiczne,przedstawia si w postaci cenowej krzywej popytu. Krzywa popytu na dolary jest obrazemgraficznym przedstawiajcym ilo dolarów, jak nabywcy chc i s w stanie kupi w danymokresie przy rónych poziomach kursu (ceny) dolara. Tradycyjnie krzywa popytu ujmowana jest w(2a)2

postaci obrazu graficznego bdcego odwzorowaniem odwrotnej jednoczynnikowej funkcji popytu,tzn. funkcji o postaci:ε D = ε D (QMF) , (3a)gdzie:∆ε∆QMF < 0 . (4a)W rezultacie, celem graficznego odwzorowania cenowej krzywej popytu, na osi rzdnych odkłada sikurs waluty (ε) a na osi odcitych ilo waluty zagranicznej (QMF). Przedstawiono to na Rys. 1A.Na rynku walutowym popyt na dolary równowaony jest ich poda. Poda dolarów jest toekonomicznie uzasadniona oferta ich sprzeday. O wielkoci poday dolarów (QMF S ) w danymokresie decyduje z jednej strony kurs dolara w danym okresie (ε), a z drugiej strony zbiór czynnikówpozacenowych. Poda dolarów zgłaszana jest midzy innymi przez:• eksporterów dóbr rzeczowych i usług na rynki zagraniczne (głównie na rynki dolarowe),• cz osób przyjedajcych z zagranicy do kraju w celach słubowych lub turystycznych,• osoby prywatne i instytucje inwestujce w waluty obce w celach spekulacyjnych lub w celachzmniejszajcych ryzyko inwestowania na rynkach finansowych,• zagranicznych inwestorów (głównie ze strefy dolarowej) decydujcych si miedzy innymi nainwestycje w sfer realn gospodarki (budowa przedsibiorstw, zakup przedsibiorstw, ziemi,itp.) lub na inwestycje w sferze finansowej, jak zakup bonów skarbowych lub obligacji.Jeli przy innych niezmienionych warunkach kurs dolara wzronie, wówczas:• dobra ekonomiczne wytwarzane w kraju staj si tasze za granic i wzrasta ich eksport,• krajowe usługi turystyczne staj si tasze dla obcokrajowców ze strefy dolarowej i wzrastazainteresowanie obcokrajowców przyjazdem do Polski,• inwestorzy spekulacyjni mog zrealizowa zyski nadzwyczajne sprzedajc dolary po wyszejcenie, tym samym wzrasta ich gotowo do sprzeday dolarów,• za t sam ilo dolarów, co przed wzrostem kursu, mona naby w Polsce wiksz ilorealnych i finansowych dóbr kapitałowych i w rezultacie wzrasta zainteresowanieinwestowaniem w Polsce.W rezultacie powyszych zmian poda dolarów ronie, tym samym powiemy: ceteris paribus, wzrostkursu dolara prowadzi do wzrostu poday dolarów. W tej sytuacji jednoczynnikow funkcjpoday dolarów zapiszemy nastpujco:QMFS= QMFS( ε), (1b)gdzie:∆QMF > 0∆εAnalogicznie, jak w przypadku popytu, poda dolarów bardzo czsto przedstawia si w postacicenowej krzywej poday. Krzywa poday dolarów jest obrazem graficznym przedstawiajcymilo dolarów, jak ich dysponenci chc i s w stanie sprzeda w danym okresie przy rónychpoziomach kursu (ceny) dolara. Krzywa poday ujmowana jest w postaci obrazu graficznegobdcego odwzorowaniem odwrotnej jednoczynnikowej funkcji poday, tzn. funkcji o postaci:(2b)gdzie:ε S = ε S (QMF) , (3b)∆ε∆QMF > 0 . (4b)3

D S D S 1 1∆ε ∆ε E 0 0-∆QMF D S ∆QMF S DQMF 1 QMF 0 QMF QMF 0 QMF 1 QMF QM E QMFRys.1A Rys.1B Rys 1CRys.1. Krzywa popytu na dolary (D), poday dolarów (S) oraz kurs równowagi ( E )EPodobnie jak w przypadku popytu, odwzorowujc graficznie cenow krzyw poday, na osi rzdnychodkłada si poziom kursu waluty (ε) a na osi odcitych ilo waluty zagranicznej (QMF), tak jakprzedstawiono to na Rys. 1B.Kurs dolara, przy którym nastpuje zrównowaenie popytu na dolary z poda dolarów,nazwiemy kursem równowagi rynkowej (ε E ). Przy załoeniu, e pozostałe czynniki s stałe,wyznaczamy go poprzez zrównanie jednoczynnikowej funkcji popytu (1) z jednoczynnikow funkcjapoday (3), tzn.:QMFD( ε E ) = QMFS( εE)(5)W ujciu graficznym kurs równowagi rynkowej dolara wyznaczony jest przez punkt E powstały wmiejscu przecicia si cenowej krzywej popytu z cenow krzyw poday. Sytuacj t przedstawionona Rys. 1C.3. Wieloczynnikowy model kursu dolaraObok kursu dolara do najistotniejszych czynników kształtujcych popyt na dolary oraz podadolarów zaliczy naley:1) kurs dolara na rynku midzynarodowym (εw),2) poziom cen w Polsce (pd),3) poziom cen w USA (pf),4) stopy procentowe w Polsce (id),5) stopy procentowe w USA (if),6) aktywno gospodarcz kraju mierzon poziomem produktu krajowego brutto (y),7) aktywno kraju w eksporcie (ex).Rozwamy kady z wyrónionych czynników okrelajc jego wpływ na popyt i podadolarów, a tym samym wpływ tych czynników na kurs równowagi rynkowej dolara. Dla wikszejczytelnoci prowadzonych rozwaa proces wnioskowania wzbogacono o metody graficzne, coprzedstawiono w Tabeli 1.Ad 1. Wzrost kursu dolara na rynku midzynarodowym spowoduje, e krajowidysponenci dolarów bd mogli w nowych warunkach, na niedolarowych rynkach wiatowych, za tsam kwot dolarów nabywa wiksz ilo dóbr rzeczowych, usług oraz instrumentów finansowych.Ponadto wzrost kursu (ceny) dolara na rynku wiatowym powoduje, e dolar w relacji do innych walutzyskujc na wartoci, staje si bardziej podanym rodkiem tezauryzacji. Tym samym na rynkukrajowym zwiksza si gotowo do zakupu dolarów i jednoczesny spadek zainteresowania ichsprzeda. Oznacza to, e w warunkach stałoci pozostałych czynników wzrost kursu dolara narynku wiatowym z poziomu εw 0 do poziomu εw 1 wywołuje na rynku krajowym wzrost popytuna dolary i jednoczesny spadek poday dolarów, czego graficznym wyrazem jest jednoczesneprzesunicie krzywej popytu w praw stron z pozycji D 0 do pozycji D 1 oraz krzywej poday wlew stron z pozycji S 0 do pozycji S 1 , w rezultacie czego kurs równowagi dolara wzrasta zpoziomu ε 0 do poziomu ε 1 (patrz: Tabela 1, przypadek 1).4

Tabela 1Zmiana kursu dolara (ε) w warunkach wzrostu czynników popytowo-podaowychReakcjalp.popytuna dolarypodaydolarówkursudolaraPopytowo-podaoweczynniki zmianykursu dolara(symbol czynnika)z powodu wzrostu czynnikaObraz graficzny zmian popytui poday na dolary amerykaskieoraz zmian kursu równowagi dolarana rynku walutowym w Polsce1 2 3 4 5 61Kurs dolarana rynku wiatowym(cena dolaraw DM-EURO)(w)wzrost spadek wzrostS 1 1 S 0 0D 0 D 1Ilo dolarów QM2Poziom cenw Polsce(w kraju)(pd)wzrost spadek wzrostS 1 1 S 0 0D 0 D 1Ilo dolarówQM3Poziom cenw USA(za granic)(pf)spadek wzrost spadekS 1 0 S 0 1D 0 D 1Ilo dolarówQM4Stopy procentowew Polsce(w kraju)(id)brakreakcji wzrost spadek 0 1Ilo dolarówS 0 S 1DQM5Stopy procentowew USA(za granic)(if )wzrost spadek wzrostS 1 1 S 06Produkt KrajowyBrutto w Polsce(y)wzrostbrakreakcjiwzrost 0D 0 D 1Ilo dolarówε D 0 D 1ε 1ε 0Ilo dolarów QMSQM7Eksport krajowy(z Polski)(Ex)brakreakcji wzrost spadek 0DS 0 S 1 1Ilo dolarów QMródło: opracowanie własne5

Ad 2. Wzrost poziomu cen w Polsce (na rynku krajowym) oznacza, e przy innychniezmienionych warunkach dolar w kraju staje dobrem podanym zarówno dla importerów z rynkówdolarowych, jak i podmiotów nastawionych na tezauryzacj. Zauwamy, e przy załoonej stałocipozostałych czynników (w tym stałoci kursu dolara) i wyszym poziomie cen w Polsce importerzysprzedajc towary importowane bd osiga dodatkowe korzyci. Jeli bowiem załoymy, ze poziomcen towarów importowanych na rynku krajowym wzronie w proporcji zblionej do inflacji, a kursdolara nie ulegnie zmianie, to ta sama kwota dolarów przeznaczona na zakup towarów na rynkachzagranicznych, zapewni wiksze przychody ze sprzeday tej samej iloci towarów importowanych.Oznacza to, e w warunkach wzrostu poziomu cen w kraju ronie gotowo do zakupu walut obcychzarówno ze strony importerów, jak i podmiotów inwestujcych na rynkach finansowych. Z drugiejstrony, jeli uznamy, e inflacja w Polsce w danym roku wyniosła 10%, a kurs waluty zagranicznej nieuległ zmianie, to powiemy, e za kad wymienion jednostk waluty zagranicznej na złotówkisprzedawca waluty zagranicznej mógł zakupi przecitnie o 10% mniej towarów anieli w warunkachustabilizowanych cen. Wskazuje to, e warunkach wzrostu poziomu cen w kraju zmniejsza sigotowo wymiany walut obcych (w tym dolarów) na walut krajow w celu zakupu towarów,instrumentów finansowych oraz korzystania z usług turystycznych w Polsce. Zmniejsza sie wicpoda walut obcych ( w tym dolarów) na rynku krajowym. W wietle powyszego powiemy, e wwarunkach stałoci pozostałych czynników wzrost poziomu cen w Polsce z poziomu pd 0 dopoziomu pd 1 wywołuje na rynku krajowym wzrost popytu na dolary i jednoczesny spadekpoday dolarów, czego graficznym wyrazem jest jednoczesne przesunicie krzywej popytu wpraw stron z pozycji D 0 do pozycji D 1 oraz krzywej poday w lew stron z pozycji S 0 dopozycji S 1 , w rezultacie czego kurs równowagi dolara wzrasta z poziomu ε 0 do poziomu ε 1 (patrz:Tabela 1, przypadek 2).Ad. 3. Wzrost poziomu cen w USA powoduje, e dolar w kraju staje si walut mniejpodan w szczególnoci dla importerów towarów z rynku amerykaskiego oraz potencjalnychpodrónych z Polski udajcych si do USA. Zauwamy, e jeli poziom cen w Polsce nie uległzmianie, natomiast inflacja w USA wyniesie 10%, to przy niezmiennym kursie dolara jego nabywcamoe kupi na amerykaskim rynku o około 10% mniej towarów, anieli w warunkachustabilizowanych cen. Spada wic popyt na dolary na rynku krajowym. Z drugiej strony towaryzakupione w Polsce w relacji do towarów na rynku amerykaskim staj si tasze. W konsekwencjipowinnimy obserwowa wiksz gotowo do wymiany dolarów na walut krajow wynikajc zchci zwikszenia zakupów w Polsce przez importerów amerykaskich. Tym samym zwiksza sipoda dolarów na rynku krajowym. Oznacza to, e w warunkach stałoci pozostałych czynnikówwzrost poziomu cen w USA z poziomu pf 0 do poziomu pf 1 wywołuje na rynku krajowym spadekpopytu na dolary i jednoczesny wzrost poday dolarów, czego graficznym wyrazem jestjednoczesne przesunicie krzywej popytu w lew stron z pozycji D 0 do pozycji D 1 oraz krzywejpoday w praw stron z pozycji S 0 do pozycji S 1 , w rezultacie czego kurs równowagi dolaramaleje z poziomu ε 0 do poziomu ε 1 (patrz: Tabela 1, przypadek 3).Ad 4. Wzrost stóp procentowych w Polsce rzutuje przede wszystkim na zmian podaydolarów. Zauwamy bowiem, e przy stałoci pozostałych czynników, (w tym stałoci stópprocentowych w USA), wzrost stóp procentowych w Polsce wywoływa bdzie wikszezainteresowanie potencjalnych inwestorów amerykaskich zakupem papierów wartociowych wPolsce. W rezultacie tego poda dolarów na krajowym rynku walutowym wzronie. Monajednoczenie uzna, ze zmiana stóp procentowych w Polsce nie powinna wpływa na popyt dotyczcydolarów. Oznacza to, e w warunkach stałoci pozostałych czynników wzrost stopy procentowej wPolsce z poziomu id 0 do poziomu id 1 prowadzi do wzrostu poday dolarów, czego graficznymwyrazem jest przesunicie krzywej poday w praw stron z pozycji S 0 do pozycji S 1 , wrezultacie czego, przy jednoczesnej niezmiennoci popytu, kurs równowagi dolara maleje zpoziomu ε 0 do poziomu ε 1 (patrz: Tabela 1, przypadek 4).Ad 5. Wzrost stóp procentowych w USA podobnie, jak w poprzednio omawianymprzypadku, rzutowa bdzie na zmian poday dolarów w Polsce. Obecnie jednak, w warunkachwzrostu stóp procentowych w USA, inwestorzy amerykascy ogranicz poda dolarów na polskimrynku walutowym. Mona jednoczenie uzna, e wzrost stóp procentowych w USA wpływa bdziena wzrost popytu na dolary. Jeli bowiem stopy procentowe w USA wzrosn, wówczas czinwestorów amerykaskich zdecyduje si wycofa z polskiego rynku papierów wartociowych. W6

ezultacie inwestorzy ci zdecyduj si na sprzeda papierów wartociowych i wymian złotówek nadolary. Wzronie wic popyt na dolary. Oznacza to, e w warunkach stałoci pozostałychczynników wzrost stóp procentowych w USA z poziomu if 0 do poziomu if 1 prowadzi do spadkupoday dolarów i jednoczesnego wzrostu popytu, czego graficznym wyrazem jest przesuniciekrzywej poday w lew stron z pozycji S 0 do pozycji S 1 oraz krzywej popytu w praw stron zpozycji D 0 do pozycji D 1 , w rezultacie czego kurs równowagi dolara ronie z poziomu ε 0 dopoziomu ε 1 (patrz: Tabela 1, przypadek 5).Ad 6. Wzrost aktywnoci gospodarczej w Polsce jest nastpnym czynnikiem wywierajcymwpływ na kurs dolara. Aktywno gospodarcz najwygodniej jest mierzy za pomoc ProduktuKrajowego Brutto (y). Zauwamy, e im wyszy jest produkt krajowy, tym wysze s dochodypodmiotów gospodarczych. Z kolei wyszym dochodom towarzyszy wiksze zapotrzebowanie nadobra importowane. Natomiast wiksze zapotrzebowanie na dobra importowane wywołuje dodatkowezapotrzebowanie na walut obc, (w tym na dolary amerykaskie), zgłoszone przez importerówtowarów i usług. Oznacza to, e w warunkach stałoci pozostałych czynników wzrost PKB zpoziomu y 0 do poziomu y 1 prowadzi do wzrostu popytu na dolary, czego graficznym wyrazemjest przesunicie krzywej popytu na dolary w praw stron z pozycji D 0 do pozycji D 1, wrezultacie czego, przy jednoczesnej niezmiennoci poday, kurs równowagi dolara ronie zpoziomu ε 0 do poziomu ε 1 (patrz: Tabela 1, przypadek 6).Ad 7. Export towarów i usług jest kolejnym czynnikiem mogcym wywiera wpływ na kursdolara. Zauwamy, e przy stałoci pozostałych czynników wzrost eksportu wyraonego w dolarachprowadzi do wzrostu poday dolarów. Oznacza to, e w warunkach stałoci pozostałych zmiennychwzrost exportu z poziomu ex 0 do poziomu ex 1 prowadzi do wzrostu poday dolarów, czegograficznym wyrazem jest przesunicie krzywej poday w praw stron z pozycji S 0 do pozycji S 1 ,w rezultacie czego, przy jednoczesnej niezmiennoci popytu, kurs równowagi dolara maleje zpoziomu ε 0 do poziomu ε 1 (patrz: Tabela 1, przypadek7).Z przeprowadzonej powyej analizy wynika, e kurs dolara na polskim rynku walutowym jest:1. dodatnio uzaleniony od wartoci (kursu) dolara na rynku wiatowym (εw),2. dodatnio uzaleniony od poziomu cen w Polsce (pd),3. ujemnie uzaleniony od poziomu cen w USA (pf),4. ujemnie uzaleniony od stóp procentowych w Polsce (id),5. dodatnio uzaleniony od stóp procentowych w USA (if),6. dodatnio uzaleniony od produktu krajowego (dochodów) w Polsce (y),7. ujemnie uzaleniony od eksportu (krajowego) z Polski (ex).Uwzgldniajc powizania midzyokresowe pomidzy zmiennymi objaniajcymi i zmiennobjanian, powysz zaleno przedstawi moemy w nastpujcym zapisie formalnym:ε t = ε( εwt ,pdt,pft,idt,ift, y t ,ext−i,ut) , (6)( + ) ( + ) ( −)( −)( + ) ( + ) ( −)gdzie:t = 1,2,3, ..., n - numer okresu,u t- składnik zakłócajcy w modelu.Umieszczone pod zmiennymi znaki plus/minus wskazuj na dodatni lub ujemny wpływ danejzmiennej objaniajcej na zmienn objanian. Subskrypt w postaci (t-i), wystpujcy przy zmiennej(ex), wskazuje na moliwo wystpienia opónie rzdu i=1,2,.. w oddziaływaniu eksportu na podadolarów, a tym samym w oddziaływaniu tej zmiennej na kurs dolara. Warto podkreli, e rocznestopy procentowe w kraju i za granic ujte s w postaci ułamkowej i definiowane w nastpujcysposób:i t = o t /k t-1 (7)gdzie:o t - odsetki od kapitału w roku t,k t-1 - zasób kapitału podlegajcy oprocentowaniu, stan kapitału na koniec okresu t-1, czylina pocztek okresu t.W przypadku, gdy posługujemy si danymi kwartalnymi lub miesicznymi roczne stopy procentowedefiniujemy według nastpujcej zasady:i t = (s⋅o t )/k t-1 (8)7

gdzie:y t - odsetki od kapitału w miesicu lub kwartale t,k t-1 - zasób kapitału podlegajcy oprocentowaniu według stanu na koniec okresu t-1, czylina pocztek okresu t,s - liczba sezonów, tzn. liczba miesicy (s=12) lub kwartałów (s=4).Z powyszego wynika, e subskrypt przy stopach procentowych zwizany jest z okresemodsetkowym. Dlatego bdziemy mówi, e zmienna i t jest oprocentowaniem w okresie t, lub e jeststanem oprocentowania na pocztek okresu t, a tym samym na koniec okresu t-1.Przed ustaleniem postaci analitycznej modelu opisujcego kurs dolara zauwamy, e stanaktywów rezerwowych (ar) na koniec okresu t przedstawi mona w postaci nastpujcego,midzyokresowego równania bilansowego:gdzie:ar t = art− 1 + ext− imt+ sok t(9)ar t - stan zagranicznych aktywów rezerwowych na koniec okresu t (stan zasobu),ex t - strumie eksportu towarów i usług w okresie t,im t - strumie importu dóbr i usług w okresie t,sok t - saldo obrotów kapitałowych z okresu t (rónica strumieni przypływów i odpływówkapitałów w kresie t).Zauwamy, e wielko importu zaley od wielkoci dochodu, którego syntetycznym wyrazem jestprodukt krajowy (y). Zaleno t zapiszemy nastpujco:imt = im(y t ) . (10)Na podstawie (10) zdefiniujemy kracow skłonno do importu w nastpujcy sposób:∆imt > 0∆yt(11)Wprowadzajc (10) do (9) otrzymujemy:ar t = art− 1 + ext− im(y t ) + sok t . (12)Na podstawie (12) powiemy, e warunkach stałoci pozostałych zmiennych:• wzrost eksportu w okresie t prowadzi do wzrostu aktywów rezerwowych na koniec okresu t, atym samym wywołuje spadek kursu dolara w nastpnym okresie,• wzrost dochodów w okresie t prowadzi do wzrostu importu w danym okresie, a tym samymwywołuje spadek aktywów na koniec danego okresu, co prowadzi do wzrostu kursu dolara wnastpnym okresie,• wzrost rónicy pomidzy strumieniem przypływu kapitału a strumieniem jego odpływu wokresie t prowadzi do wzrostu salda kapitałowego na koniec okresu t, a tym samym dowzrostu aktywów rezerwowych na koniec okresu t, co w rezultacie wywołuje spadek kursudolara w nastpnym okresie.Uogólniajc powiemy, e wzrost aktywów rezerwowych na koniec danego okresu wywołujespadek kursu dolara w nastpnym okresie. Wynika z tego, e model (6) uproci moemy poprzezwprowadzenie w miejsce dwóch zmiennych (y) i (ex) jednej zmiennej (ar). Zmienna ta w syntetycznysposób ujmuje łczny wpływ obu zastpionych zmiennych objaniajcych. Ponadto ujmuje ona wpływstrumieni przypływu i odpływu kapitału pieninego na kurs dolara. Pamitajc o tym, i stanaktywów na koniec danego okresu jest jednoczenie stanem na pocztek przyszłego okresu,uproszczon wersj modelu (6) zapisa moemy w nastpujcej postaci:ε t = ε( εwt ,pdt,pft, idt, ift,art−1,ut) , (13)( + ) ( + ) ( −)( −)( + ) ( −)gdzie ar t-1 jest stanem aktywów rezerwowych na koniec okresu t-1.8

4. Posta analityczna modelu kursu dolara – problemy interpretacyjneW teorii ekonomii nie formułuje si rozwiza rozstrzygajcych o postaci analitycznej modelukursu walut. Jednak w literaturze wiatowej zwyczajem stało si ujmowanie tego typu zalenoci wpostaci modeli multiplikatywnych lub ich zlinearyzowanych, za pomoc logarytmowania, formliniowych 3 . Propozycje rozwiza modelowych wynikaj z charakteru zmiennych, sposobuinterpretacji parametrów strukturalnych oraz moliwoci przekształce danego modelu. W tej sytuacjirozpatrywan przez nas zaleno wygodnie jest przedstawi w nastpujcej postaci multiplikatywnej:b b b b 4 id t b 5 if t b 6 uε 1 2 3tt = B0⋅ εwt ⋅pdt ⋅ pft⋅ e ⋅e⋅art− 1 ⋅e(14)Po obustronnym zlogarytmowaniu modelu (14), otrzymujemy jego zlinearyzowan posta, któraprzedstawia si nastpujco:ln εt= b0+ b1ln εwt + b 2 ln pdt+ b3ln pft+ b4idt+ b5ift+ b6ln art− 1 + ut(15)Zastanówmy si nad sposobem interpretacji wpływu zmiennych objaniajcych na zmienn objanianw przypadku rozwaanego modelu. W tym celu rozwamy zmienn x, przyjmujc jedynie wartocidodatnie. Załómy, e zmienna ta wzrasta z poziomu x 0 do poziomu x 1 . W tych warunkach przyrostzmiennej x zdefiniujemy nastpujco:∆ x1 = x1− x0> 0 . (16)Oznacza to, e:x1 = x0+ ∆x1> 0(17)Wykorzystujc powysze zdefiniowania, przyrost logarytmu rozpatrywanej zmiennej przedstawimoemy w nastpujcy sposób:x0+ ∆x1∆x1∆ ln x1= ln x1− ln x0= ln(x0+ ∆x1) − ln x0= ln = ln(1 + ) (18)x0x0Rozwijajc posta kocow wyraenie (18) w szereg Taylora, otrzymujemy:234∆x1∆x11 ∆x1 1 ∆x1 1 ∆x1ln(1 + ) = −± ...x0x02 −x +0 3 x 0 4 x . (19) 0 Powyszy szereg jest zbieny w ramach nastpujcego obszaru:∆x1 − 1 < ≤ 1 . (20)x0Wykorzystujc (18) stwierdzamy, e dla czsto spotykanych w gospodarce przyrostów zmiennej x, nieprzekraczajcych 10%-15%, właciwe jest nastpujce przyblienie:∆x1∆x1∆ ln x1= ln(1 + ) ≅(21)x0x0Na przykład, jeli wzgldny przyrost zmiennej x wyniesie 10% (tzn. w ujciu ułamkowym(x/x)=0,1), wówczas dokładny przyrost logarytmu tej zmiennej wyniesie: lnx=lnxln(x+0,1)=ln(1+0,1)=0,095.Wynika z tego, e niedoszacowanie dynamiki zmian zmiennej x napodstawie zmian logarytmu tej zmiennej w stosunku do rzeczywistego przyrostu wzgldnego tejzmiennej, wyniesie około 0,5 punkta procentowego.3Bogaty przegld rozwiza modelowych dotyczcych kursu walut przedstawia w swojej monografiipowiconej zagadnieniom kursu walut P.Isard (por.: Isard P.: Exchange rate economics, Cambridge, CambridgeUniversity Press 1999).9

Wykorzystujc powysze wnioski, okreli moemy charakter zwizków pomidzyzmiennymi objaniajcymi a zmienn objanian w nastpujcy sposób:∆ ln εt∆εt/ εtEε ( εw)= ≅∆ ln εwt ∆εwt / εwt= b1> 0 , (22.1)∆ ln εt∆εt/ εtEε ( pd) = ≅∆ ln pdt∆pdt/ pdt= b 2 > 0 , (22.2)∆ ln εt∆εt/ εtEε ( pf ) = ≅∆ ln pft∆pft/ pft= b 3 < 0 , (22.3)∆ ln εt∆ε t / ε tEε ( id) = ≅∆idt∆idt= b4< 0 , (22.4)∆ ln εt∆εt/ εtEε ( if ) = ≅∆ift∆ift= b5> 0 , (22.5)∆ ln ε t ∆ε t / εtEε ( ar) = ≅∆ ln art−1∆art−1/ art−1= b6< 0 . (22.6)Z powyszego wynika, e parametry strukturalne w analizowanym modelu s czstkowymielastycznociami lub quasi elastycznociami kursu dolara ze wzgldu na odpowiednie zmienneobjaniajce. Charakteryzuj si one odpowiedni treci interpretacyjn i na ich podstawie powiemy:1. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, wzrost kursu dolara na rynku wiatowym(wzgldem DM/EURO) o 1% w danym okresie prowadzi do wzrostu kursu dolara na rynkupolskim w tym samym okresie o b 1 %,2. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, wzrost poziomu cen w Polsce o 1% w danymokresie prowadzi do wzrostu kursu dolara na rynku krajowym w tym samym okresie o b 2 %,3. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, wzrost poziomu cen w USA o 1% w danymokresie prowadzi do spadku kursu dolara na rynku krajowym w tym samym okresie o b 3 %,4. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, wzrost stóp procentowych w Polsce o 1 punktprocentowy w danym okresie prowadzi do spadku kursu dolara na rynku krajowym w tymsamym okresie o b 4 % (quasi elastyczno),5. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, wzrost stóp procentowych w USA o 1 punktprocentowy w danym okresie prowadzi do wzrostu kursu dolara na rynku krajowym w tymsamym okresie o b 5 % (quasi elastyczno),6. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, wzrost aktywów zagranicznych w Polsce o 1%na koniec danego okresu prowadzi do spadku kursu dolara na rynku krajowym w nastpnymokresie o b 6 %.Aby oszacowa parametry strukturalne modelu (14) korzysta moemy ze zlinearyzowanejjego postaci (15). W przypadku, gdy korzystamy z danych miesicznych lub kwartalnych, pojawia siniebezpieczestwo wystpienia silnych zwizków korelacyjnych pomidzy zmiennymi objaniajcymimajcymi charakter sezonowy. Prowadzi to moe do niepoprawnych oszacowa parametrówstrukturalnych oraz niewłaciwego okrelenia błdów szacunków 4 . Aby zabezpieczy si przed tegotypu sytuacj naley oczyci zmienne wystpujce w modelu z ewentualnych efektów sezonowych,zachowujc jednoczenie ich zrónicowan roczn zmienno. W tym celu, w przypadku gdykorzystamy z danych kwartalnych, model (14) dla analogicznego kwartału roku wczeniejszegozapiszemy nastpujco:b b b b 4 id 4 b 5 if t 4 b 6 uε 1 2 3 tt 4t 4 B0w t 4 pdt4 pft4 e − e − art5 e −− = ⋅ ε − ⋅ − ⋅ − ⋅ ⋅ ⋅ − ⋅ . (23)Po podzieleniu stronami modelu (14) przez model (23) otrzymujemy nastpujc posta modelucharakteryzujc roczne, wzgldne zmiany kursu dolara:4 Tego rodzaju problemy omówione s monografii W. Charemzy i D. Deadmana (por: Charemza W.W.,Deadman D.F, Nowa Ekonometria, PWE, Warszawa 1997).10

ε tε t−4b1 b2 b3b6εwt pd t pft b 4 (id t −id t 4 ) b 5 (if t −if t 4 ) art−1 δ=e − e −e tw t−4pd ⋅t−4pf t−4ar ε t−5(24)gdzie zmienna losowa, bdc rocznym przyrostem zakłóce, zdefiniowana jest nastpujco:δ t = ut− ut−4. (25)Po obustronnym zlogarytmowaniu modelu (24) otrzymujemy:R∆ln εt= b1R∆ln εwt + b 2R∆ln pdt+ b 3R∆ln pft++ b4R∆idt+ b5R∆ift+ b6R∆ln art−1+ δ t(26)Litera R poprzedzajca symbol sygnalizuje roczny przyrost zlogarytmowanych wartociodpowiednich zmiennych. 5 Obecnie, wykorzystujc właciwoci przyrostów logarytmów okrelone w(18) i (21), elastycznoci i quasi elastycznoci kursu dolara wzgldem wyrónionych zmiennychzdefiniujemy w nastpujcy sposób:R∆ln εtR∆εt/ εt−4( εt− εt−4) / εt−4Eε ( εw)= ≅=R∆ln εwt R∆εwt / εwt−4( εwt − εwt−4) / εwt−4= b1> 0 , (27.1)R∆ln εtR∆εt/ εt−4( εt− εt−4) / εt−4Eε ( pd) = ≅=R∆ln pdtR∆pdt / pdt−4(pdt− pd t−4) / pd t−4= b 2 > 0 , (27.2)R∆ln εtR∆εt/ εt−4( εt− εt−4) / εt−4Eε ( pf ) = ≅=R∆ln pftR∆pft/ pft−4(pft− pft−4) / pft−4= b 3 < 0 , (27.3)R∆ln ε t R∆εt/ εt−4( εt− εt−4) / εt−4Eε ( id) = ≅== b4< 0 ,R∆idtR∆idt(idt− idt−4)(27.4)R∆ln εtR∆εt / ε t−4( εt− ε t−4) / ε t−4Eε ( if ) = ≅== b5> 0 ,R∆iftR∆ift(ift− ift−4)(27.5)R∆ln ε t R∆εt/ ε t−4( ε t − ε t−4) / ε t−4Eε ( ar) =≅=R∆ln art−1R∆art−1/ art−5(art−1− art−5) / art−5= b6< 0 . (27.6)Z uwagi na fakt, ze dokonane przekształcenia nie naruszyły parametrów strukturalnych, ich treinterpretacyjna nie uległa zmianie w stosunku do treci sformułowanej dla elastycznocizdefiniowanych w (22.1)-(22.6). Zauwamy, i faktycznie za pomoc modelu (26) wskazujemy nazwizki pomidzy rocznymi stopami zmian kursu dolara a odpowiednio zdefiniowanymi rocznymiprzyrostami wzgldnymi lub absolutnymi odpowiednich zmiennych objaniajcych. Jeli jednakmodel nie ma charakteru dynamicznego i przyrostów zmiennych nie wiemy z konkretnym okresem,interpretacja wczeniej proponowana moe by stosowana równie w powyszym przypadku.5. Wyniki oszacowa modelu kursu dolaraNa podstawie danych statystycznych obejmujcych okres od I kwartału 1993 roku do IIkwartału 2002 roku dokonano oszacowa parametrów strukturalnych dwu omówionych powyejwersji analizowanego modelu. Parametry strukturalne postaci zlinearyzowanych modeli,przedstawione w (15) i (26), oszacowano stosujc metod najmniejszych kwadratów. Wynikioszacowa zaprezentowano w Tabeli 2 (wersja I dotyczca modelu 15) oraz Tabeli 3 (wersja IIdotyczca modelu 26).5 W.Charemza i D. Deadman w miejsce stosowanego tutaj oznaczenia typu R∆lny t stosuj oznaczenie typu∆ s lny t , gdzie s jest liczb sezonów w roku (por: Charemza W.W., Deadman D.F, Nowa Ekonometria, PWE,Warszawa 1997. s. 52-53).11

Tabela 2Wyniki oszacowa modelu (15) metod najmniejszych kwadratów (wersja I)ParametrOszacowane wartoci parametrów strukturalnychioraz wartoci statystyk t-studenta w okresie:symbol 1993 kw.II 1994 kw.I 1995 kw.I 1996 kw.I 1997 kw.Izmiennej2002 kw.II 2002 kw.II 2002 kw.II 2002 kw.II 2002 kw.II1 2 3 4 5 6b 0 0,735(1,397)0,587(1,057)0,087(0,143)-0,144(-0,188)0,035(0,037)b 1ln w t0,629(7,303)0,659(6,939)0,402(2,352)0,478(2,263)0,495(1,982)b 2ln pd t1,177(11,733)1,104(8,783)1,263(8,179)1,297(6,966)1,414(4,088)b 3ln pf t-2,251(-4,589)-2,152(-4,221)-1,803(-3,273)-2,414(-3,122)-2,695(2,569)b 4id t-1,039(-4,580)-1,085(-4,524)-0,978(-3,949)-1,057(-3,565)-1,036(-3,029)b 5if t1,780(2,981)1,961(3,086)2,189(3,388)2,280(3,105)2,103(2,299)b 6ln ar t . -1-0,293(-4,799)-0,268(-3,990)-0,301(-4,121)-0,211(-1,504)-0,244(-1,315)Charakterystyka próby statystycznej oraz miary jakoci oszacowa modelun 37 34 30 26 22R 2 0,9928 0,9900 0,9874 0,9791 0,9457Se 0,0256 0,0262 0,0262 0,0274 0,0303DW 1,6659 1,6641 1,7587 1,9806 1,9767ródło: opracowanie własneTabela 3Wyniki oszacowa modelu (26) metod najmniejszych kwadratów (wersja II)ParametrOszacowane wartoci parametrów strukturalnychioraz wartoci statystyk t-studenta w okresie:symbol 1994 kw.II 1995 kw.I 1996 kw.I 1997 kw.I 1998 kw.Izmiennej2002 kw.II 2002 kw.II 2002 kw.II 2002 kw.II 2002 kw.II1 2 3 4 5 6b 1R ln w t0,669(8,552)0,667(8,400)0,534(3,544)0,590(3,028)0,469(2,370)b 2R ln pd t1,228(12,839)1,121(9,252)1,259(7,123)1,284(6,161)1,522(5,990)b 3R ln pf t-2,894(-4,974)-2,560(-4,073)-2,468(-3,641)-2,841(-3,334)-2,715(-3,118)b 4R id t-0,933(-5,242)-0,962(-5,379)-0,916(-4,670)-1,025(-4,145)-1,039(-4,494)b 5R if t1,294(2,566)1,511(2,897)1,582(2,779)1,770(2,691)1,724(2,789)b 6R ln ar t . -1-0,250(-5,426)-0,276(-4,981)-0,276(-4,359)-0,211(-1,788)-0,339(-2,692)Charakterystyka próby statystycznej oraz miary jakoci oszacowa modelun 33 30 26 22 18R 2 0,8969 0,8819 0,8878 0,8925 0,8923Se 0,0306 0,0305 0,0323 0,0347 0,0313DW 1,7137 1,7627 1,7696 1,9070 2,6023ródło: opracowanie własne12

Aby zweryfikowa postawion na wstpie artykułu hipotez, w myl której kurs walut narynku polskim na długo przed zniesieniem mechanizmu korygujcego kształtował si pod wpływemczynników popytowo-podaowych, zastosowano specjaln procedur estymacyjno-weryfikacyjn.Procedura ta polegała na zmianie wielkoci próby statystycznej poprzez odłczanie coraz starszychinformacji. Szacujc parametry przy tak zmieniajcej si próbie mona było przeledzi ewentualnykierunek zmian wartoci oszacowa parametrów, statystyk t-Studenta, współczynników determinacji,odchyle standardowych i - co jest niezmiernie wane – wartoci statystyk Durbina-Watsona. Ponadtomona było wyodrbni okres charakteryzujcy si ustabilizowanymi procesami gospodarczymi narynku walutowym. Analizujc wyniki oszacowa zawarte w Tabelach 2 i 3 stwierdzamy, e:• w prawie kadym przypadku parametry strukturalne w obu wersjach modeli uzna mona zastatystycznie istotnie rónice si od zera (wyjtek stanowi parametr b 6 w pierwszej wersjimodelu dla próby statystycznej z lat 1997-2002; w wersji drugiej modelu przypadek taki niewystpuje),• oceny parametrów strukturalnych w obu wersjach modeli róni si midzy sob w sposóbmało znaczcy (najwiksze zrónicowanie obserwujemy przy ocenach dotyczcych parametrub 5 , okrelajcego wpływ amerykaskich stóp procentowych na kurs dolara),• tendencje zmian ocen parametrów strukturalnych, wynikajce z odłczania coraz starszychinformacji statystycznych, w obu wersjach modeli s zblione,• oceny parametrów strukturalnych obu wersji modeli potwierdzaj hipotezy robocze okierunku oddziaływania zmiennych objaniajcych na zmienn objanian,• na podstawie współczynnika determinacji, oszacowane wersje modeli I uzna mona za lepiejdopasowane do rzeczywistoci, anieli wersje modeli II,• na podstawie odchyle standardowych reszt powiemy, e:o w przypadku modeli wersji I, przecitny udział reszt w wartociach teoretycznychmodelu wynosił: 2,56% (próba z lat 1993-2002) lub maksymalnie 3,03% (próba z lat1997 –2202),o w przypadku modeli wersji II, przecitnie roczna stopa wzrostu wartocirzeczywistych kursu dolara odchyla si od teoretycznej stopy wzrostu o 3,06% (próbaz lat 1994-2002) lub maksymalnie o 3,47% (próba z lat 1997-2002)• na podstawie statystyki DW uzna mona, e próba statystyczna, obejmujca danestatystyczne z okresu od I kwartału 1996 roku do II kwartału 2002 roku, zapewniaoszacowania modelu pozbawione autokorelacji.Powyszy wniosek dotyczy obu wersji modelu. Zauwamy bowiem, e w modelu wersji II,przy wyznaczaniu informacji statystycznych za okres od I kwartału 1997 do II kwartału 2002, trzebabyło wykorzysta dane statystyczne z okresu o rok wczeniejszego, tzn. od I kwartału 1996 roku. Napodstawie oszacowanej wersji modelu II odnoszcego si do wyrónionego okresu powiemy:1. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, przyrost rocznej stopy wzrostu kursu dolarawzgldem DM/EURO o 1% powoduje przecitny przyrost rocznej stopy wzrostu kursu dolarawzgldem złotówki o około 0,59%,2. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, przyrost rocznej stopy inflacji w Polsce o 1%powoduje przecitny przyrost rocznej stopy wzrostu kursu dolara wzgldem złotówki o około1,284%,3. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, przyrost rocznej stopy inflacji w USA o 1%powoduje przecitny spadek rocznej stopy wzrostu kursu dolara wzgldem złotówki o około2,841%,4. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, przyrost stopy redyskontowej w Polsce o 1%powoduje przecitny spadek rocznej stopy wzrostu kursu dolara wzgldem złotówki o około1,025%,5. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, przyrost stopy dyskontowej w USA o 1%powoduje przecitny przyrost rocznej stopy wzrostu kursu dolara wzgldem złotówki o około1,77%,13

6. w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, roczny przyrost aktywów rezerwowych wPolsce o 1% na koniec danego kwartału powoduje w nastpnym kwartale przecitny spadekrocznej stopy kursu dolara wzgldem złotówki o około 0,211%,6. Wnioski kocoweW wietle przeprowadzonych bada stwierdzono, e:• najistotniejszymi czynnikami wpływajcymi na kurs dolara w Polsce w latach 1993-2002były: wiatowy kurs dolara, poziom cen w Polsce, poziom cen w USA, stopy procentowe wPolsce, stopy procentowe w USA oraz oraz rezerwowe aktywa zagraniczne Polski,• analiza empiryczna przeprowadzona na podstawie modeli ekonometrycznych potwierdziłasłuszno wyprowadzonych w czci teoretycznej wniosków o kierunku oddziaływaniaczynników popytowo-podaowych na kurs dolara,• siła oddziaływania czynników popytowo-podaowych na kurs dolara ulegała powolnymzmianom w analizowanych latach,• z uwagi na fakt, e próba statystyczna, obejmujca dane statystyczne z okresu od I kwartału1996 roku do II kwartału 2002 roku, zapewnia oszacowania pozbawione autokorelacji uznamoemy, e okres ten charakteryzował si ustabilizowanymi procesami gospodarczymi narynku walutowym w Polsce.Ostatecznie przychyli moemy si w kierunku postawionej na wstpie artykułu hipotezy wmyl której: kurs walut obcych na rynku polskim kształtował si pod wpływem okrelonychczynników popytowo-podaowych na długo przed zniesieniem mechanizmu korygujcego kurswalut w Polsce.14

BIBLIOGRAFIA[1] Barro R.J.: Makroekonomia, Warszawa: PWE 1997.[2] Begg D., Fisher S., Dornbusch R.: Ekonomia t.2, PWE, Warszawa 1992[3] Burda M., Wyplosz Ch.: Makroekonomia. Podrcznik europejski, PWE,Warszawa 1995.[4] Charemza W.W., Deadman D.F, Nowa Ekonometria, PWE, Warszawa 1997.[5] Dornbusch R., Fischer S., Sparks G.R.: Macroeconomics, Third Canadian Edition,McGraw-Hill Ryerson Limited, Toronto 1989.[6] Isard P.: Exchange rate economics, Cambridge, Cambridge University Press 1999.[7] Gruszczyski M.: Czy stopy procentowe mog by skutecznym instrumentemstabilizacji kursu walutowego, w: Dziesi lat transformacji gospodarki polskiej,Warszawa, Uniwersytet Warszawski, Wydział Nauk Ekonomicznych 2001,[8] Hall R. E., Taylor J.B.: Makroekonomia - teoria, funkcjonowanie i polityka, PWN,Warszawa 1995[9] Mishkin F.S.: Ekonomika pienidza, bankowoci i rynków finansowych,Warszawa, Wydawnictwo Naukowe PWN 2002.[10] Ossowski J.Cz.: Ekonometryczna analiza kursu dolara w Polsce w latach 1993-2000, w: Gospodarka Polski w okresie transformacji, red. naukowa Dominiak P.,Wydawnictwo Wydziału Zarzdzania i Ekonomii, Politechnika Gdaska, Gdask2000, s.63-68.[11] Ossowski J. Cz., Judycki M., Nominalny i realny kurs dolara amerykaskiego na rynku polskimw latach 1993-2001, Prace Naukowe Katedry EiZP PG, tom I, PG Wydział ZiE, Gdask2002, s. 91-105.[12] Ossowski J. : Własnoci interpretacyjne składnika zakłócajcego w modelu multyplikatywnym, PrzegldStatystyczny, nr 2, 1989, s.131-142.[13] Stewart M.B., Wallis K.F : Introductory Econometrics, Basil Blackwel Oxford, 1981[14] Theil H.: Zasady ekonometrii, PWN, Warszawa 1984.[15] Pietrzak B., Polaski Z.: System finansowy w Polsce, lata dziewidziesite,Warszawa, Wydawnictwo Naukowe PWN 1999.[16] Roth P.: Rynki walutowe i pienine, Warszawa, Dom Wydawniczy ABC 2000.[17] Biuletyny statystyczne GUS z lat 1993-2003, GUS, Warszawa[18] Kwartalniki Statystyki Midzynarodowej z lat 1995-2002, GUS, Warszawa,[19] Poland Quarterly Statistics z lat 1995-2003, GUS, Warszawa.[20] Rocznik statystyczny 2001, GUS, Warszawa 200115