čo zodpovedá udržateľnosti obchodnej bilancie, a ich signifikantné Model determinanty. 3 M3 Zahraničnoobchodné

Transcript

1 B I ATEC 1 Článok je zhrnutím časti dizertačnej ráce s rovnakým názvom, za ktorú autorka získala tretiu cenu v súťaži o cenu guvernéra NBS re študentov univerzít za výnimočnú dizertačnú, ríadne dilomovú rácu v oblasti menovej ekonómie, makroekonómie alebo finančnej ekonómie. 22 Kointegrácia exortov a imortov tovarov a ich vlyv na makroekonomickú výkonnosť Jozefína Semančíková 1 Ekonomická fakulta Technickej univerzity v Košiciach V minulých desaťročiach sa zosilňujú tlaky na udržateľnosť vonkajšej rovnováhy, keďže v mnohých svetových ekonomikách ozorujeme rítomnosť a rehlbovanie sa značných nerovnováh bežného účtu a obchodnej bilancie. Práve táto skutočnosť nás motivuje k dôkladnému skúmaniu determinantov obchodnej bilancie ako aroximácie bežného účtu, ktoré môže do značnej miery ovlyvniť vonkajšiu rovnováhu jednotlivých národných ekonomík. Primárnym cieľom je analýza kointegračného, a teda dlhodobého vzťahu medzi exortom a imortom, ktorá redstavuje redoklad krajín k udržateľnej vonkajšej rovnováhe, ričom výsledky otvrdzujú kointegračný vzťah medzi týmito remennými. Následne sú odhadnuté determinanty exortu a imortu vybraných euróskych krajín, a teda výsledky oukazujú na významný vlyv exortu na imort a vice versa. Politiky, ktoré by mohli znížiť vzájomnú závislosť medzi exortom a imortom, zahŕňajú diverzifikáciu obchodu aj mimo krajín EÚ, diverzifikáciu rodukcie do iných odvetví alebo zníženie energetickej a kaitálovej náročnosti rodukcie. Úv o d Súčasná svetová ekonomika je charakteristická rastúcou globalizáciou, integráciou krajín do rôznych medzinárodných štruktúr, globálnymi hodnotovými reťazcami či dobiehaním rozvinutých ekonomík rozvojovými. Zároveň rastie liberalizácia ohybu tovarov, služieb a kaitálu a ozorujeme, že rast svetového obchodu výrazne revyšuje rast svetového. V tejto súvislosti zložky medzinárodného obchodu, a to exort a imort, hrajú odstatne rastúcu úlohu v súčasnom globálnom svete. Keďže v osledných desaťročiach ozorujeme rehlbovanie vonkajších nerovnováh, hlavne vo vyselých ekonomikách, našu ozornosť sme uriamili na krajiny Euróskej únie rerezentujúcej najdokonalejší stueň integrácie vo svetovej ekonomike. Práve v tomto zoskuení, kde udržateľnosť vonkajších nerovnováh redstavuje jeden z najdôležitejších hosodárskych cieľov, je dôležitý redoklad kointegračného, a teda dlhodobého vzťahu Model medzi 2 exortom M2 a imortom, čo zodovedá udržateľnosti obchodnej bilancie, a ich signifikantné Model determinanty. 3 M3 Zahraničnoobchodné olitiky môžu následne omocou determinácie zložiek obchodnej bilancie účinnejšie využiť svoje zdroje a rostriedky na dosahovanie hosodárskych cieľov a omôcť tak k naredovaniu EÚ vo svetovej ekonomike. 3. štvrťroka Závislými remennými boli imort a exort tovarov a ako ukazovateľ makroekonomickej výkonnosti. Údaje sme čerali z databázy Eurostatu v mene euro. Následne sme údaje deflovali, sezónne očistili a transformovali na logaritmus na zníženie miery variability vzorky údajov. V dôsledku alikácie Chowovho, Hausmanovho testu a i. sme v rámci kointegračnej analýzy vychádzali zo základného regresného modelu anelových údajov na základe orovnania modelov Baltagi (2005) a Greene (2003), ktorý sme risôsobili v závislosti od závislej remennej za redokladu heterogenity koeficientov medzi rierezovými jednotkami v aneli: lx = α + β lm + β lgd + u (1) lx lm = α α + β β lm lx + β β lgd lgd + u u (2) lm = α + β lx + β lgd + u lgd = α + β lx + β lm + u (3) kde i = 1,..., N je rierezový rozmer; t = 1,..., T je časový rozmer; lx, lm, a lgd sú logaritmy exortu, imortu a a sú závislé, res. nezávislé remenné vzhľadom na to, v akom modeli vystuujú; a i y = λ y redstavujú, + fixné δ Metodika ráce X efekty, + a μ u it sú + chyby ε odhadu. Po vykonaní IPS a CIPS testov jednotkového Analýzu sme vykonali na anelových údajoch 21 koreňa a testov závislosti medzi rierezovými členských krajín EÚ, a to Rakúska, Belgicka, Cyru, jednotkami sme ristúili k testovaniu anelovej Českej reubliky, Dánska, Estónska, Fínska, Francúzska, Nemecka, Grécka, Maďarska, Talianska, kointegračného vzťahu medzi remennými. Tes- kointegrácie na skúmanie otvrdenia existencie Litvy, Lotyšska, Holandska, Portugalska, Slovenskej tovanie sme vykonali omocou Pedroniho anelového lreerkointegračného, + δ lfdtestu + (Pedroni, δ lfd, 2004) + a δzá- lm + reubliky, Slovinska, lx = Šanielska, λ lx, Švédska + δ lreer a Sojeného kráľovstva za obdobie 1. štvrťroka 1995 až δ roveň lm sme, + dodatočne μ + ε rezentovali aj výsledky + δ lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε,

2 23B I ATEC Westerlundovho anelového kointegračného testu (Westerlund, 2007) s trendom a driftom. Následne sme ristúili k odhadu kointegračných smerníc vo všetkých troch modeloch s resnejšou determináciou ich koeficientov. Odhady dlhodobých koeficientov sme uskutočnili rimárne na základe DOLS estimačnej metódy odobne ako Hossfeld (2010). V snahe otvrdenia robustnosti našich výsledkov voči alikácii inej estimačnej techniky sme dodatočne rezentovali výsledky získané omocou FMOLS estimačnej metódy. Následne, o otvrdení redokladu dlhodobej rovnováhy v integračnom zoskuení, sme na účely skúmania nerovnováhy obchodnej bilancie ako aroximácie bežného účtu zamerali našu ozornosť na komonenty obchodnej bilancie, na exort a imort. Keďže odľa Euróskej komisie (2009) obchodná bilancia vysvetľuje väčšinu fluktuácií a medzištátnych rozdielov v bežnom účte, domnievame sa, že obchodná bilancia je zároveň aj vhodnou aroximáciou bilancie bežného účtu analyzovaných krajín za sledované obdobie. Skúmanie sme uskutočnili na základe definovania exortných a imortných funkcií, omocou ktorých sme odhadovali jednotlivé determinanty exortu a imortu v snahe bližšie ochoiť, ktoré remenné vlývajú na vývoj exortu a imortu, a tak na vývoj obchodnej bilancie. Analýzu sme vykonali re rovnakú vzorku krajín re obdobie 4Q Q 2016 re agregátne funkcie a obdobie 1Q Q 2016 re dezagregované funkcie. Ako závislé remenné vystuovali exort a imort tovarov ako zložky obchodnej bilancie. Premenné boli vis-à-vis zvyšku sveta a v reálnych odmienkach. Údaje sme čerali z databázy Eurostatu a IMF Direction of Trade Statistics. Z analýzy sme z ozorovaní vylúčili krízový rok 2009, ktorý značne skresľoval výsledky estimátorov, a reto sme rozdelili obdobie na redkrízové 4Q Q 2008 a okrízové 1Q Q V rámci analýzy agregátnych a dezagregovaných funkcií exortu a imortu sme vychádzali z odvodenia Autoregressive Distributed Lag (ARDL) dynamického modelu, q 1,..., q k v nasledujúcej odobe: (4) kde 1,..., N je očet rierezových jednotiek; t = 1,..., T je očet ozorovaní; X it je k 1 vektor vysvetľujúcich remenných; δ ij je k 1 vektorov koeficientov; λ ij sú skaláre a μ i je individuálny efekt. Následne agregátne exortné a imortné funkcie vyzerali takto: kde lx je logaritmus exortu vyjadrený roti cenovej konkurencieschonosti ako remennej lreer, zahraničnému doytu ako remennej lfd a imortu ako lm. lm sme ako determinujúcu remennú exortu zahrnuli do rovnice z dôvodu, že v dnešnej dobe globalizácie a globálnych hodnotových reťazcov sú do krajín imortované aj medzirodukty, ktorým krajiny ridávajú určitú domácu ridanú hodnotu, a tie sú ďalej vyvážané ako súčasť exortu danej krajiny. Podobne lm v rovnici vyjadruje logaritmus imortu roti cenovej konkurencieschonosti ako remennej lreer, domácemu doytu ako remennej ldd a remennej exortu ako lx. Na meranie cenovej konkurencieschonosti sme využili dva ukazovatele reálneho efektívneho výmenného kurzu (REER) meraného voči skuine 37 obchodných artnerov deflovaného indexom sotrebiteľských cien (CPI) a jednotkovými nákladmi ráce re celú ekonomiku (ULCT), odobne ako v štúdiách Comunale a Hessel (2014) a Darvas (2012). Platí, že ak sú remenné integrované rádu I(1) a kointegrované, otom je error term roces I(0) re všetky i. Základným znakom kointegrovaných remenných je ich odoveď na akúkoľvek odchýlku z dlhodobej rovnováhy, čo naznačuje ECM model. V tomto modeli je krátkodobá dynamika remenných v systéme ovlyvnená odchýlkou z rovnováhy. Z toho dôvodu je bežnou raxou rearametrizácia rovnice (4) do EC rovnice: (7) kde arameter ф i redstavuje error-correcting rýchlosť člena risôsobenia. Ak latí, že ф i = 0, dlhodobý vzťah nie je rítomný. Tento arameter by mal byť významne negatívny ri základnom redoklade, že remenné vykazujú návrat k dlhodobej rovnováhe. Významný je ráve vektor θ í, ktorý obsahuje dlhodobé vzťahy medzi remennými. Naša analýza bola orientovaná na odhad determinantov majúcich vlyv na doyt o exorte a imorte. Následne, o vykonaní rearametrizácie nášho ARDL dynamického anelového modelu do odoby ECM, exortná a imortná funkcia mala nasledujúci tvar: (8) Pre odhad ARDL dynamického anelového modelu sme využívali MG a PMG estimačné metódy. lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, δ lx, + μ + ε, lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) λ y, + δ X, + μ + ε (4) er + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε er + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) λ y, + δ X, + μ + ε (4) + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) y = λ y, + δ X, + μ + ε (4) lx = λ lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, Δy = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, (7) lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) λ y, + δ X, + μ + ε (4) δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, (7) lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) λ y, + δ X, + μ + ε (4) δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) y = λ y, + δ X, + μ + ε (4) + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, (7) M1 lx = α + β lm + β lgd + u (1) M2 lm = α + β lx + β lgd + u (2) M3 lgd = α + β lx + β lm + u (3) y = λ y, + δ X, + μ + ε (4) lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, (7) = φ lx, θ θ lreer θ lfd θ lm + δ lreer + lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) y = λ y, + δ X, + μ + ε (4) lx = λ lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, Δy = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, (7) lx = φ lx, θ θ lreer θ lfd θ lm + δ lreer + δ lfd + δ lm + μ + ε (8) lm = φ lm, θ θ lreer θ ldd θ lx + δ lreer + δ ldd + δ lx + μ + ε. y = γ y + X, β ρy α X, δ + ε (10) lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) y = λ y, + δ X, + μ + ε (4) lx = λ lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, Δy = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, (7) lx = φ lx, θ θ lreer θ lfd θ lm + δ lreer + δ lfd + δ lm + μ + ε (8) lm = φ lm, θ θ lreer θ ldd θ lx + δ lreer + δ ldd + δ lx + μ + ε. y = γ y + X, β ρy α X, δ + ε (10) lx = α + β lm + β lgd + u lm = α + β lx + β lgd + u lgd = α + β lx + β lm + u y = λ y, + δ X, + μ + ε lx = λ lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm δ lm, + μ + ε lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx δ lx, + μ + ε, Δy = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, lx = φ lx, θ θ lreer θ lfd θ lm + δ lreer + δ lfd + δ lm + μ + ε lm = φ lm, θ θ lreer θ ldd θ lx + δ lreer + δ ldd + δ lx + μ + ε. y = γ y + X, β ρy α X, δ + ε Exort lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) y = λ y, + δ X, + μ + ε (4) lx = λ lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, Δy = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, (7) lx = φ lx, θ θ lreer θ lfd θ lm + δ lreer + δ lfd + δ lm + μ + ε (8) lm = φ lm, θ θ lreer θ ldd θ lx + δ lreer + δ ldd + δ lx + μ + ε. lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) y = λ y, + δ X, + μ + ε (4) lx = λ lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, Δy = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, (7) lx = φ lx, θ θ lreer θ lfd θ lm + δ lreer + δ lfd + δ lm + μ + ε (8) lm = φ lm, θ θ lreer θ ldd θ lx + δ lreer + δ ldd + δ lx + μ + ε. y = γ y + X, β ρy α X, δ + ε (10) Exort lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) y = λ y, + δ X, + μ + ε (4) lx = λ lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, Δy = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, (7) lx = φ lx, θ θ lreer θ lfd θ lm + δ lreer + δ lfd + δ lm + μ + ε (8) lm = φ lm, θ θ lreer θ ldd θ lx + δ lreer + δ ldd + δ lx + μ + ε. y = γ y + X, β ρy α X, δ + ε (10) Exort lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) y = λ y, + δ X, + μ + ε (4) lx = λ lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, Δy = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, (7) lx = φ lx, θ θ lreer θ lfd θ lm + δ lreer + δ lfd + δ lm + μ + ε (8) lm = φ lm, θ θ lreer θ ldd θ lx + δ lreer + δ ldd + δ lx + μ + ε. y = γ y + X, β ρy α X, δ + ε (10) Exort lx = α + β lm + β lgd + u lm = α + β lx + β lgd + u lgd = α + β lx + β lm + u y = λ y, + δ X, + μ + ε lx = λ lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm δ lm, + μ + ε lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx δ lx, + μ + ε, Δy = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, lx = φ lx, θ θ lreer θ lfd θ lm + δ lreer + δ lfd + δ lm + μ + ε lm = φ lm, θ θ lreer θ ldd θ lx + δ lreer + δ ldd + δ lx + μ + ε. y = γ y + X, β ρy α X, δ + ε Exort lx = α + β lm + β lgd + u lm = α + β lx + β lgd + u lgd = α + β lx + β lm + u y = λ y, + δ X, + μ + ε lx = λ lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, Δy = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, lx = φ lx, θ θ lreer θ lfd θ lm + δ lreer + δ lfd + δ lm + μ + ε lm = φ lm, θ θ lreer θ ldd θ lx + δ lreer + δ ldd + δ lx + μ + ε. y = γ y + X, β ρy α X, δ + ε Imort Exort lx = α + β lm + β lgd + u (1) lm = α + β lx + β lgd + u (2) lgd = α + β lx + β lm + u (3) y = λ y, + δ X, + μ + ε (4) lx = λ lx, + δ lreer + δ lreer, + δ lfd + δ lfd, + δ lm + δ lm, + μ + ε lm = λ lm, + δ lreer + δ lreer, + δ ldd + δ ldd, + δ lx + δ lx, + μ + ε, Δy = φ y, θ X + λ Δy, + δ ΔX, + μ + ε, (7) lx = φ lx, θ θ lreer θ lfd θ lm + δ lreer + δ lfd + δ lm + μ + ε (8) lm = φ lm, θ θ lreer θ ldd θ lx + δ lreer + δ ldd + δ lx + μ + ε. y = γ y + X, β ρy α X, δ + ε (10) Imort Exort

3 B I ATEC Vhodnosť určitej estimačnej metódy sme získali na základe Hausmanovho testu. Následne sme sa zamerali revažne na krajiny, ri ktorých sme otvrdili kointegračný vzťah medzi exortom a imortom a tento vzťah bol signifikantný, keďže vysoká závislosť medzi exortom a imortom môže risieť k zhoršeniu vývoja obchodnej bilancie, ako aj bežného účtu, a redstavovať otenciálne riziko ohrozenia udržateľnosti vonkajšej rovnováhy. Na determináciu kointegračného vzťahu sme využili kointegračnú regresnú odobu ARDL modelu od autorov Pesaran a Shin (1999), ktorú sme získali transformáciou klasickej rovnice ARDL do diferencií a substituovaním dlhodobých koeficientov. Následne, Pesaran, Shin a Smith (2001) rezentovali metodiku determinácie dlhodobého vzťahu medzi vysvetľovanou remennou a jej regresormi. Boundsov test transformuje klasickú ARDL rovnicu do danej odoby: y = γ y ρy α X, δ + ε + X, β Exort (10) Vý s l e d k y V rámci analýzy sme najrv ristúili k testovaniu kointegračných vzťahov exortu, imortu a rostredníctvom štyroch hyotéz medzinárodného obchodu a rastu v anelových údajoch 21 členských krajín EÚ na skúmanie redokladu dlhodobej rovnováhy. Analýza bola založená na odhade troch OWEC modelov skúmajúcich latnosť hyotéz medzinárodného obchodu. Práve ri existencii kointegračného vzťahu je nariek krátkodobým fluktuáciám redoklad na dosahovanie vyrovnanej obchodnej bilancie analyzovaných krajín v dlhom období, a teda aj dlhodobej rovnováhy bežného účtu. V analýze sme vykonali dva anelové kointegračné testy, a to Pedroniho a Westerlundov test, v ktorých sme ozorovali rozdielne výsledky v závislosti od zahrnutia konštanty a driftu do modelu. Následne sme rezentovali výsledky kointegračných smerníc re stanovené tri modely omocou Grou-mean FMOLS a DOLS estimátorov, na základe ktorých zobrazujeme grafické znázornenie výsledkov anelových kointegračných vzťahov a ich smeru. Emirické zistenia ρy z anelovej α kointegračnej X, δ + analýzy ε naznačujú, (10) že analyzované remenné redstavujú dôležité faktory determinujúce dlhodobé srávanie remenných s jediným rozdielom, že exort nie je významným koeficientom ri determinovaní dlhodobého srávania. Naše výsledky otvr- Tabuľka 1 Výsledky odhadu agregátnej exortnej funkcie v redkrízovom období Imort lreer_cpi -0,328*** -0,107 (0,560) lreer_ulct -0,298*** lfd 0,372*** 0,502*** 0,475* (0,070) lm 0,710*** 0,785*** 0,805*** ECT -0,166*** -0,171*** -0,415*** lreer_cpi D1. 0,149*** 0,140 (0,722) lreer_ulct D1. 0,056 (0,341) lfd D1. -0,345*** -0,375*** -0,351* (0,003) (0,060) lm D1. 0,656*** 0,636*** 0,452*** Konštanta 0,207*** -0,107*** -0,203* (0,060) -0,154 (0,230) 0,389** (0,046) 0,827*** -0,431*** 0,027 (0,718) -0,389** (0,016) 0,421*** 0,231 (0,737) Zdroj: Vlastné sracovanie autorky. Poznámka: P-hodnoty sú uvedené v zátvorkách. Na výočet sme oužili očet oneskorení 1. ECT je odhad rýchlosti risôsobenia. Premenné s indexom D1. redstavujú ich rvé diferencie. Premenné sú uvedené v logaritmovanej odobe (index l red remennou). lfd je remenná zahraničného doytu, lm je remenná imortu, lreer_cpi je reálny efektívny výmenný kurz voči 37 artnerom deflovaný CPI, lreer_ulct je reálny efektívny výmenný kurz voči 37 artnerom deflovaný ULC re celú ekonomiku. ***, ** a * redstavujú signifikantné úrovne 1, 5 a 10 %. 24

4 Grafické zobrazenie dlhodobého vzťahu na základe odhadov FMOLS a DOLS Imort Exort Zdroj: Vlastné sracovanie autorky. dzujú hlavne hyotézy ILG a GLI. Hyotézu ELG a GLE re analyzovaný anel neotvrdzujeme. Po otvrdení dlhodobého vzťahu medzi exortom a imortom sme ristúili k analýze odhadu agregátnej imortnej a exortnej funkcie a následne k odhadu dezagregovaných funkcií s cieľom bližšie šecifikovať, ktoré faktory vlývajú na exort a imort, na ich kauzálne vzťahy, a tak na vývoj obchodnej bilancie. V tabuľke 1 uvádzame odhady na základe dvoch estimačných metód, a to PMG a MG. Takmer vo všetkých rezentovaných ríadoch boli výsledné hodnoty citlivé na oužitú metódu estimácie vo veľkosti a významnosti koeficientov. Najdôležitejším zistením, ktoré v tabuľke 1 v redkrízovom období odľa odhadov PMG estimačnej metódy ozorujeme, je signifikantnosť imortu v krátkom období s koeficientmi 0,656 a 0,636 aj v dlhom období s koeficientmi 0,710 a 0,785 na vývoj exortu v orovnaní s ostatnými analyzovanými remennými. V orovnaní s redkrízovým obdobím sme dostali v tabuľke 2 rezentujúcej okrízové obdobie mierne odlišné výsledky. Pozorovali sme hlavne rastúci vlyv imortu z dlhodobého hľadiska s koeficientmi 0,883 a 822, keďže koeficienty sa značne zvýšili, zatiaľ čo v krátkom období došlo k oklesu jeho vlyvu, čo ozorujeme v hodnotách koeficientov 0,421 a 0,270. V oboch tabuľkách mali výsledky koeficientov ECT očakávaný negatívny znak, čo oukazuje na návrat remenných k dlhodobej rovnováhe. Následne sme ristúili k odhadom dlhodobých a krátkodobých koeficientov agregátnej imortnej funkcie v redkrízovom období, ktoré sú znázornené v tabuľke 3. Výsledky na základe MG estimačnej metódy oukazujú na remennú domáceho doytu ako dominantného faktora v dlhom období s koeficientmi 0,857 a 1,546 a zároveň v krátkom období s koeficientmi 0,712 a 0,784, nasledovanej signifikantným vlyvom exortu na vývoj imortu, t. j. koeficienty 0,682 v dlhom období a 0,359 a 0,368 v krátkom období. Tabuľka 2 Výsledky odhadu agregátnej exortnej funkcie v okrízovom období lreer_cpi -0,193*** -0,452** (0,042) lreer_ulct -0,087* (0,087) -0,279* (0,071) lfd -0,276*** -0,125*** -0,220 (0,169) -0,280 (0,033) lm 0,883*** 0,822*** 0,691*** 0,663*** ECT -0,350*** -0,399*** -0,640*** -0,669*** lreer_cpi D1. -0,075 (0,519) 0,037 (0,773) lreer_ulct D1. -0,121 (0,175) 0,002 (0,984) lfd D1. -0,132-0,142-0,100-0,102 (0,738) (0,532) (0,585) (0,722) lm D1. 0,421*** 0,270*** 0,283*** 0,159*** Konštanta 1,482*** 1,219*** 4,332*** 4,369*** Zdroj: Vlastné sracovanie autorky. Poznámka: P-hodnoty sú uvedené v zátvorkách. Na výočet sme oužili očet oneskorení 1. ECT je odhad rýchlosti risôsobenia. Premenné s indexom D1. redstavujú ich rvé diferencie. Premenné sú uvedené v logaritmovanej odobe (index l red remennou). lfd je remenná zahraničného doytu, lm je remenná imortu, lreer_cpi je reálny efektívny výmenný kurz voči 37 artnerom deflovaný CPI, lreer_ulct je reálny efektívny výmenný kurz voči 37 artnerom deflovaný ULC re celú ekonomiku. ***, ** a * redstavujú signifikantné úrovne 1, 5 a 10 %. ATEC 25B I

5 B I ATEC Tabuľka 3 Výsledky odhadu agregátnej imortnej funkcie v redkrízovom období lreer_cpi 0,147* (0,095) 0,190 (0,668) lreer_ulct 0,058 (0,439) ldd 0,804*** 0,811*** 0,857*** lx 0,861*** 0,862*** 0,682*** ECT -0,114*** -0,123*** -0,394*** lreer_cpi D1. -0,388** -0,310*** lreer_ulct D1. -0,406*** ldd D1. 0,923*** 0,950*** 0,712*** lx D1. 0,531*** 0,519*** 0,359*** Konštanta -0,934*** -0,967*** -1,256*** 0,616 (0,436) 1,546* (0,079) 0,434 (0,211) -0,366*** -0,305*** 0,784*** 0,368*** -1,557*** Zdroj: Vlastné sracovanie autorky. Poznámka: P-hodnoty sú uvedené v zátvorkách. Na výočet sme oužili očet oneskorení 1. ECT je odhad rýchlosti risôsobenia. Premenné s indexom D1. redstavujú ich rvé diferencie. Premenné sú uvedené v logaritmovanej odobe (index l red remennou). ldd je remenná domáceho doytu, lx je remenná exortu, lreer_cpi je reálny efektívny výmenný kurz voči 37 artnerom deflovaný CPI, lreer_ulc je reálny efektívny výmenný kurz voči 37 artnerom deflovaný ULC re celú ekonomiku. ***, ** a * redstavujú signifikantné úrovne 1, 5 a 10 %. Tabuľka 4 Výsledky odhadu agregátnej imortnej funkcie v okrízovom období lreer_cpi -0,078 (0,631) -0,134 (0,668) lreer_ulct -0,550*** ldd 0,498*** 0,689*** 0,296 (0,251) lx 0,117 0,215*** -0,003 (0,223) (0,004) (0,997) ECT -0,129*** -0,142*** -0,387*** lreer_cpi D1. -0,006-0,056 (0,942) (0,542) lreer_ulct D1. 0,151 (0,828) ldd D1. 0,959*** 0,925*** 0,830*** lx D1. 0,624*** 0,613*** 0,378*** Konštanta 0,470*** 0,403*** -0,833 (0,308) -0,206 (0,236) 0,352* (0,095) 0,664*** -0,491*** 0,002** (0,030) 0,749*** 0,297*** -0,868 (0,257) Zdroj: Vlastné sracovanie autorky. Poznámka: P-hodnoty sú uvedené v zátvorkách. Na výočet sme oužili očet oneskorení 1. ECT je odhad rýchlosti risôsobenia. Premenné s indexom D1. redstavujú ich rvé diferencie. Premenné sú uvedené v logaritmovanej odobe (index l red remennou). ldd je remenná domáceho doytu, lx je remenná exortu, lreer_cpi je reálny efektívny výmenný kurz voči 37 artnerom deflovaný CPI, lreer_ulc je reálny efektívny výmenný kurz voči 37 artnerom deflovaný ULC re celú ekonomiku. ***, ** a * redstavujú signifikantné úrovne 1, 5 a 10 %. 26

6 Výsledky týkajúce sa okrízového obdobia v tabuľke 4 sme interretovali na základe PMG estimačnej metódy. V rámci krátkeho obdobia sme ozorovali významné zmeny, ktoré nastali vo zvýšení odhadovaných koeficientov exortu s koeficientmi 0,624 a 0,613 a domáceho doytu s hodnotami koeficientov 0,959 a 0,925, a teda ich silnejúceho vlyvu na vývoj imortu. Tieto zmeny možno vidieť aj v dlhom období, významnosť týchto remenných sa však oslabuje. Zároveň majú obe tabuľky očakávaný negatívny znak výsledkov koeficientov ECT, čo oukazuje na návrat remenných k dlhodobej rovnováhe. V dôsledku obmedzeného rozsahu tohto článku výsledky odhadovaných koeficientov dezagregovaných exortných a imortných rovníc neuvádzame. Ich výsledky však jednoznačne oukazujú na významný vlyv kategórie medziroduktov exortu na vývoj imortu a naoak. Následne, o otvrdení signifikantnosti vzájomného krátkodobého a dlhodobého vzťahu medzi exortom a imortom a oukázaní signifikantnosti kategórie medziroduktov v dôsledku silnejúcej fragmentácie rodukcie vo vybraných krajinách EÚ, sme ristúili k analýze jednotlivých ekonomík re zmiernenie závislosti medzi exortom a imortom tovarov v analyzovanej vzorke krajín, ktorá môže ohroziť udržateľnosť vonkajšej rovnováhy. Naším zámerom bolo oddeliť tie krajiny, v ríade ktorých sme kointegračný vzťah otvrdili, a teda tieto krajiny sĺňali redoklad dlhodobej rovnováhy. Kointegračný vzťah sa nám odarilo otvrdiť v dvanástich krajinách, a to v Českej reublike, Slovenskej reublike, Maďarsku, Slovinsku, Litve, Lotyšsku, Estónsku, Nemecku, Francúzsku, Švédsku, Sojenom kráľovstve a Taliansku. Identifikovaním základných charakteristík obchodných tokov týchto krajín sme boli schoní oukázať na olitiky, ktoré by mohli znížiť vzájomnú závislosť medzi dovozmi a vývozmi, Literatúra 1. Baltagi, B. H Econometric Analysis of Panel Data (3.ed.). Chichester: John Wiley & Sons Ltd. 316 s. ISBN Comunale, M. Hessel, J Current Account Imbalances in the Euro Area: Cometitiveness or Financial Cycle? [online] [cit ]. DNB Working aer No Dostuné na: <htts:// 3. Darvas, Z Intra-Euro Rebalancing is Inevitable, but Insufficient [online] [cit ]. Bruegel Policy Contributions 2012/15. Dostuné na: <htt:// bruegel.org/w-content/uloads/imorted/ublications/ c_2012_15 2_.df>. 4. Euroean Commission Secial reort : Cometitiveness develoments within euro area [online]. Brussels: Euroean Union, [cit ]. Quarterly Reort on the euro area Vol. 8(1). ISSN Dostuné na: <htt:// ec.euroa.eu/economy_finance/ublications/ages/ublication14650_en.df>. 5. Greene, W. H Econometric Analysis. 5. vyd. New Jersey: Prentice-Hall ISBN a to nar. v diverzifikácii obchodu aj mimo krajín EÚ, v diverzifikácii rodukcie do iných odvetví alebo v znížení energetickej a kaitálovej náročnosti rodukcie. Zá v e r V článku sme rezentovali roblém udržateľnosti vonkajšej rovnováhy, ktorej ukazovateľom bola obchodná bilancia. Na základe testovania kointegrácie vybraných krajín EÚ s využitím OWEC modelov možno konštatovať, že existuje redoklad na dosahovanie vyrovnanej obchodnej bilancie, a teda aj dlhodobej rovnováhy bežného účtu i nariek ich krátkodobým fluktuáciám. Výsledky kointegračných testov zároveň otvrdzujú latnosť dvoch zo štyroch hyotéz medzinárodného obchodu, a to imortom ťahaný rast a naoak, zatiaľ čo hyotézy exortom ťahaný rast a naoak sa nám neodarilo otvrdiť. Výsledky kointegračného testu navyše otvrdili významný vzťah medzi jednotlivými zložkami medzinárodného obchodu, na základe čoho sme identifikovali ich hlavné determinanty, ktoré môžu značne ovlyvniť ich vývoj, a tak aj vývoj obchodnej bilancie a vonkajšej rovnováhy. Potvrdili sme významný doad imortu na vývoj exortu a naoak, ričom v ovlyvňovaní imortu zohrával domáci doyt dominantnú úlohu. Následne, na základe ARDL kointegračného testu re každú z analyzovaných ekonomík, sme rozdelili vzorku na dve skuiny, kde sme sa zamerali na základe identifikácie základných charakteristík medzinárodného obchodu na krajiny, kde bol redoklad dlhodobej rovnováhy slnený, a teda vzájomná závislosť exortu a imortu mohla značne ovlyvniť vonkajšiu rovnováhu. Výsledky analýzy oukazovali hlavne na olitiky orientujúce sa na diverzifikáciu obchodu aj mimo krajín EÚ, na diverzifikáciu rodukcie do iných odvetví alebo na zníženie energetickej a kaitálovej náročnosti rodukcie. 6. Hossfeld, O Equilibrium real effective exchange rates and real exchange rate misalignments : time series vs. anel estimates [online] [cit ]. FIW Working aer No. 65. Dostuné na: <htts://www. econstor.eu/handle/10419/ >. 7. Pedroni, P Panel cointegration. asymtotic and finite samle roerties of ooled time series tests with an alication to the PPP hyothesis. In: Econometric Theory, vol. 20, no. 3, ISSN Pesaran, M. H. Shin, Y An autoregressive distributed-lag modelling aroach to cointegration analysis. In: Econometrics and Economic Theory in the 20th Century: The Ragnar Frisch Centennial Symosium, Strom, S. (ed.). Cambridge: Cambridge University Press, Pesaran, M. H. Shin, Y. Smith, R. P Bounds testing aroaches to the analysis of level relationshis. In: Journal of alied econometrics, vol. 16, no. 3, ISSN Westerlund, J Testing for error correction in anel data. In: Oxford Bulletin of Economics and Statistics, vol. 69, no. 6, ISSN ATEC 27B I