WPŁYW CEN ROPY NAFTOWEJ NA PRODUKCJĘ I INFLACJĘ W WYBRANYCH PAŃSTWACH UNII EUROPEJSKIEJ 1

Transkrypt

1 METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVI/, 5, sr WPŁYW CEN ROPY NAFTOWEJ NA PRODUKCJĘ I INFLACJĘ W WYBRANYCH PAŃSTWACH UNII EUROPEJSKIEJ Andrzej Geise Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Koernika w Toruniu a.geise@umk.l Sreszczenie: Arykuł en orusza roblem zależności między cenami surowców a akywnością gosodarczą w konekście zmian srukuralnych wywołanych kryzysem finansowym w wybranych krajach Unii Euroejskiej. Głównym celem racy jes analiza rzyczynowości w sensie Grangera oraz analiza odowiedzi imulsowych dla cen roy nafowej, rodukcji oraz inflacji w Niemczech, Francji, Danii, Holandii, Polsce, Czechach i UE dla okresu od.995 do 4.4 r. Wyniki emiryczne okazują, że w badanych gosodarkach isnieje jednokierunkowa zależność rzyczynowa w sensie Grangera od cen roy do rodukcji i inflacji w badanych gosodarkach. Słowa kluczowe: ceny roy nafowej, akywność gosodarcza, rzyczynowość w sensie Grangera, funkcja odowiedzi imulsowej WPROWADZENIE Kryzysy nafowe la 7. oraz wczesnych la 8. XX wieku, sały się główną rzyczyną dynamicznego wzrosu zaineresowania emayką relacji między rynkiem surowców energeycznych a rozwojem gosodarczym. Wówczas, ceny roy nafowej zaczęo osrzegać jako jeden z kluczowych czynników owodujących flukuacje akywności gosodarczej. Hamilon [] analizując ceny roy nafowej oraz recesje gosodarcze w Sanach Zjednoczonych, swierdził, że akywność gosodarcza oraz ceny roy nafowej cechują się ujemną korelacją, Praca sfinansowana z granu Wydziału Nauk Ekonomicznych i Zarządzania UMK w Toruniu. Numer granu: 85-E.

2 Wływ cen roy nafowej na rodukcję i inflację wskazując dokładniej, że sośród recesji gosodarczych na świecie zosały orzedzone osrymi wzrosami cen surowca na rynkach świaowych. Naomias duże sadki cen roy oznaczały częso ocząek kryzysu gosodarczego. Zbieżność czasowa kryzysów gosodarczych ze znaczącymi zmianami w oziomie cen roy nafowej nie jes jednoznaczna z isnieniem zależności rzyczynowej. Powierdzenie ujemnej zależności między cenami roy nafowej a akywnością gosodarczą z wykorzysaniem meod ekonomerycznych nie jes obecnie ławym zadaniem. Jak wskazuje Hooker [996], roblem doyczy sabilności w czasie, możliwej liniowej zależności. Ekonomiści częso wskazywali, że wływ zmian cen roy nafowej na akywność gosodarczą słabł w czasie. Wynika o m.in. z faku, że większość gosodarek rozwinięych znacząco orawiła efekywność zużycia surowca. Gosodarki akie jak Sany Zjednoczone, Jaonia czy Niemcy w roku zużywały dwa razy mniej roy nafowej do rodukcji ej samej ilości energii niż w laach 8. XX wieku [Deusche Bundesbank ]. Należałoby się jednak zasanowić, czy zbieżność czasowa kryzysów gosodarczych oraz znaczących zmian w cenach surowców energeycznych charakeryzuje się związkiem rzyczynowym w sensie Grangera. Głównym celem racy jes analiza wływu cen roy nafowej na rodukcję oraz inflację w Niemczech, Francji, Danii, Holandii, Polsce, Czechach oraz Unii Euroejskiej w konekście kryzysu finansowego 8-9. Dla rawidłowej realizacji celu racy osawiono hioezę badawczą, kóra brzmi: zależność między cenami roy nafowej a rodukcją i inflacją w ańswach Unii Euroejskiej ma charaker ransmisji. Jednocześnie należy wskazać, że ojęcie ransmisji między cenami roy a wskaźnikami makroekonomicznymi, rozumiane jes jako jednokierunkowa zależność rzyczynowo-skukowa. Do realizacji celu wykorzysano analizę rzyczynowości w sensie Grangera z modeli VECM oraz analizę odowiedzi imulsowych rodukcji i inflacji na zmiany cen roy. W badaniu analizowano 6 gosodarek euroejskich oraz Unię Euroejską. Pańswa wybrano na odsawie rzech głównych kryeriów: wielkości PKB, srukury handlu surowcami energeycznymi oraz zużycia energii w rzemyśle ak jak w racy [Geise, Piłaowska 4]. Arykuł składa się ze wsęu, sekcji oraz zakończenia. W sekcji zawaro rzegląd lieraury, nasęnie oisano wyniki analizy emirycznej. W zakończeniu zawaro główne wnioski. PRZEGLĄD BADAŃ EMPIRYCZNYCH Z eoreycznego unku widzenia, jak wskazują Brown i Yucel [] zmienność cen roy nafowej wływa na ważniejsze rocesy makroekonomiczne Doyczy recesji o II Wojnie Świaowej. Sowolnienie gosodarcze w laach 96-6 nie zosało wyrzedzone orzez gwałowne wzrosy cen na rynku roy nafowej [Hamilon ].

3 5 Andrzej Geise orzez zw. kanały ransmisji. Kanał odażowy i kanał inflacyjny sanowią dwa najważniejsze kanały ransmisji szoków nafowych na gosodarki. Porzez kanał odażowy, zmiany cen roy nafowej mają bezośredni wływ na rodukcję, gdzie rzyczyną są zmiany marginalnych koszów rodukcji. Naomias kanał inflacyjny ozwala wskazać efek zmian cen roy na inflację bazową lub oczekiwania inflacyjne [Brown, Yucel, Tang i in. ]. Po sronie odażowej, sadki koszów rodukcji sowodowane są niższymi cenami surowca [Finn ]. Jak wskazują Blanchard i Gali [8], niższe koszy rodukcji całej gamy dóbr energochłonnych, orzez obniżenie ich cen i odciążenie konsumena może skukować ośrednio obniżeniem inflacji. Oczywiście, niższe koszy rodukcji rzyczyniają się również do wzrosu inwesycji na oziomie rzedsiębiorswa oraz kraju, jednakże jak wskazują Elder i Serleis [] nieewność związana z wahaniami cen surowca może owodować akże negaywne skuki dla wielkości inwesycji. Wzros konsumcji naomias wywołany jes orzez wzros realnych dochodów konsumenów, co jes skukiem sadku cen roy i odciążenia budżeu gosodarswa domowego orzez obniżenie rachunków za energię [Hamilon 9, Kilian 4]. Bernanke i in. [997] wskazują, że sadki cen surowca orzez odowiednią reakcję banku cenralnego (rozluźnienie monearne) mogą obudzić akywność gosodarczą kraju. Wiąże się o z fakem, iż sadające ceny roy nafowej mogą owodować złagodzenie inflacji zwłaszcza inflacji bazowej lub oczekiwań inflacyjnych [Alvarez i in. ]. W rzyadku, gdy inflacja bazowa lub oczekiwania inflacyjne nie zmniejszają się na skuek sadku cen surowca, wówczas bank cenralny może nie reagować oliyką monearną na zmiany, naomias będzie o skukowało mniejszą reakcją akywności gosodarczej [Hun i in. ]. ANALIZA EMPIRYCZNA RELACJI MIĘDZY CENAMI ROPY NAFTOWEJ A PRODUKCJĄ I INFLACJĄ PAŃSTW UE Badanie zależności długookresowych w konekście kryzysu finansowogosodarczego Badanie emiryczne rozoczęo od analizy sonia inegracji oraz koinegracji między cenami roy nafowej Bren, rodukcją oraz inflacją w Niemczech, Francji, Danii, Holandii, Polsce, Czechach oraz Unii Euroejskiej. Analiza zosała rzerowadzona na róbie obserwacji z okresu od sycznia 995 do kwienia 4 r. Dla wybranych ańsw UE analizowano nasęujący zesaw danych o częsoliwości miesięcznej: ceny roy nafowej Bren dla regionu euroejskiego (B ) oisane rzez logarymy uśrednionych cen nominalnych surowca, rodukcję (P ) oisaną orzez zlogarymowane warości indeksu rodukcji rzemysłowej w cenach sałych z roku,

4 Wływ cen roy nafowej na rodukcję i inflację... 5 inflację (In ) oisaną orzez zlogarymowane warości indeksu cen konsumcyjnych. W celu uniknięcia zniekszałcenia wyników, szeregi czasowe zosały oczyszczone ze składnika sezonowości deerminisycznej meodą TRAMO/SEATS. Dane doyczące cen roy zosały obrane z bazy danych IEA, naomias warości rodukcji oraz inflacji zosały zaczernięe z bazy danych OECD. Wyniki esowania sonia zinegrowania oszczególnych rocesów sochasycznych zosały zarezenowane w Tabeli. Po ierwsze, zasosowano rozszerzony es Dickeya-Fullera (ADF ) na isnienie auoregresyjnego ierwiaska jednoskowego, nasęnie dla owierdzenia wyniku zasosowany zosał es sacjonarności KPSS 4. Tabela. Tesy ierwiaska jednoskowego Poziomy Różnice Procesy ADF KPSS ADF KPSS C C + C C + C C Roa B -,958 * -,9 4,6***,7*** -7,654***,6 Niemcy In -,9 ** -,68,86,8-4,56***,9 P -,957 -,8,9***,7* -5,***,8 Francja In -,7 -,,78,7** -4,5***,7 P -,9 -,577,4***,86*** -4,58***,5 ** Holandia In -,54 -,579,46*,4*** -4,7***,46 P -,97 -,66 4,***,5*** -5,69***,9 Dania In -,86 * -,946,86,* -5,49***,54 P -,98 -,799,997***,95*** -,4***, Polska In -,844 -,87,897***,9*** -4,588***,7** P -,5 -,994 4,68***,75*** -4,9***, * Czechy In -,95 -,55,68***,45*** -4,***,45 P -,769 -,9-4,44***,4*** -4,8***,6 UE P -,45 -,7,495***,54*** -4,5***,89 In -,969** -,5,8***,8*** -4,45***,5 *, **, *** oznacza odrzucenie hioezy zerowej esu rzy oziomie isoności, odowiednio %, 5% oraz %. Źródło: obliczenia własne Tesy ADF i KPSS wskazały jednoznacznie we wszyskich analizowanych ańswach, że rodukcja charakeryzuje się ierwiaskiem jednoskowym. W rzyadku zmiennej In esy ADF i KPSS dosarczały czasem srzecznych wyników. Dla rzykładu, es ADF w wersji ze sałą, dla inflacji w gosodarce UE, wskazuje, że roces jes sacjonarny rzy oziomie isoności 5%, naomias es Hioeza zerowa esu zakłada, że roces osiada ierwiasek jednoskowy, H : Y ~ I(). 4 Hioeza zerowa esu zakłada, że roces jes sacjonarny, H : Y ~ I().

5 5 Andrzej Geise ADF w wersji ze sałą i rendem oraz es KPSS wskazują na isnienie ierwiaska jednoskowego. Tesy inegracji dla inflacji w Niemczech oraz Francji również nie wskazują jednoznacznie, czy rocesy e są zinegrowane (orównaj Tabela ). W związku z owyższym w dalszej części badania rzyjęo, że rocesy są zinegrowane i analizowano rzyrosy rocesów. Do badania koinegracji między rocesami zasosowano es Johansena z uwzględnieniem załamania srukuralnego oraz bez uwzględnienia załamania srukuralnego. Sosując rocedurę Johansena [988], gdzie w relacji koinegracyjnej nie uwzględniano załamania srukuralnego, es śladu w rzyadku gosodarek Holandii, Czech oraz Unii Euroejskiej wskazał dwa liniowo niezależne wekory koinegrujące, naomias dla Niemiec, Francji oraz Polski zidenyfikowano jeden liniowo niezależny wekor koinegrujący (orównaj górny anel Tabeli ). W rzyadku Danii, es śladu wskazuje, że rząd macierzy Π (r=) jes równy, co oznacza brak relacji koinegracyjnej. Wyniki esu Johansena [988] są zaburzone ze względu na zmiany srukuralne wywołane kryzysem finansowo-gosodarczym. Dlaego w celu wskazania właściwej liczby wekorów koinegrujących, osłużono się esem Johansena i in. [], kóry ozwala uwzględnić załamania srukuralne w rendzie deerminisycznym. Tes śladu wskazuje na wysęowanie dwóch liniowo niezależnych wekorów koinegrujących dla Niemiec, Francji, Czech oraz Unii Euroejskiej. Dla gosodarek Holandii, Danii oraz Polski zidenyfikowano jeden wekor koinegrujący (zobacz anel środkowy Tabeli ). Tabela. Analiza koinegracji rocedurą Johansena wyniki esu śladu H Niemcy Francja Holandia Dania Polska Czechy EU Tes Johansena (λ race ) r = 5,99*** 4,57* 5,67***,5 54,9*** 48,77*** 46,4*** r,5 7,9 6,5** 5,68,77 6,6** 9,54** r 9, 5,6 8, 5,8 6, 8,8,5 Tes Johansena ze zmianami srukuralnymi (egzogeniczne załamanie w IX 8) r = 7,6*** 6,4** 7,7*** 76,6*** 68,5*** 6,*** 74,94*** r,59*,9* 4,69 9,84 6,5,79* 4,69* r, 7,89 8,47 7,4 5,79 4,7,7 Tesy isoności dla zmian srukuralnych w relacji koinegrującej β DU =,45*** 4,56 6,6**,4,9,54,9 β DT =,***,8 9,67***,866*,89 6,757**,4 β DU =β DT = 9,96*** 4,6*** 6,477*** 8,85***,4*** 9,55* 7,6*** *, **, *** oznacza odrzucenie hioezy zerowej esu rzy oziomie isoności, odowiednio %, 5% oraz %. Źródło: obliczenia własne w rogramie JMulTi Tesy isoności zmian srukuralnych w równaniach długookresowych, dla wszyskich ańsw Unii Euroejskiej wskazują, że łącznie koreka warości

6 Wływ cen roy nafowej na rodukcję i inflację... 5 średniej oraz koreka rendu deerminisycznego ( : DT DU H ) jes isona saysycznie, jednocześnie dając odsawy by sądzić, że zmiany srukuralne wysęujące w gosodarkach są na yle znaczące, że mogą zaburzać wyniki esów. W związku z czym w dalszym badaniu analizowano relacje koinegrujące, kóre uwzględniają załamania srukuralne w wyrazie wolnym oraz w rendzie. Modele VECM i analiza rzyczynowości w sensie Grangera Badanie relacji między cenami roy nafowej, rodukcją a inflacją w ańswach UE rzerowadzono na odsawie modeli VECM, kóre ozwalają uwzględnić rzyadek, gdy w sysemie wysęuje większa liczba wekorów koinegrujących. Model VECM z jednym liniowo niezależnym wekorem koinegrującym rzyjmuje osać (): q B In P DT DU ime cons B In P B In P 5 4 () gdzie jes białym szumem. Naomias model VECM dla rzyadku z dwoma liniowo niezależnymi wekorami koinegrującymi rzyjmuje osać (): q B In P DT DU ime cons B In P B In P () W modelach VECM rząd oóźnień usalono na odsawie kryerium informacyjnego Akaike a. Paramery dososowania długookresowego w modelach VECM dla części gosodarek UE charakeryzują się zgodnym z eorią kierunkiem zależności. Warunek en jes sełniony dla Francji i Danii, naomias w modelach dla ozosałych ańsw rzynajmniej jeden z aramerów rzyjmuje warość dodanią zobacz Tabela.

7 54 Andrzej Geise Tabela. Modele VECM dla wybranych ańsw UE H Niemcy Francja Holandia Dania Polska Czechy EU r VAR 4 7 Paramery relacji koinegrujących -4,9-4,89,7 -,75 5,4-4,8-4,64 -,64*** -,865 -,98*** - - [-,79] [-,5] [-4,554] - - -,8,4*** -,5*,7***,***,4*,48* [-,6] [4,78] [-,99] [,954] [,79] [,754] [,76] -,*** -,*** -,*** -,*** -,*** -,*** -,*** [-5,] [-6,75] [-7,] [-,6] [-7,44] [-6,5] [-4,9],45***,49 -,8***,,8,8,5* [,84] [,45] [-,947] [,49] [,] [,788] [,74] -,***,,***,*, -,, [-,54] [,5] [,98] [,85] [,6] [-,65] [,4] -4,578-4,57-4,764-4, LB() -,*** [-6,],** [,64],5*** [,78] -,** [-,64] -,9*** [-,59],*** [,8] -,49*** [-,89] -,58*** [-,67] -,9*** [-5,] -,6 [-,98] :,6+ : 5,4+ : 5,4 -,*** [-,675],** [,88], [,] -, [-,8] Paramery dososowania długookresowego -,8*** -,*** -,*** -,6*** [-,7] [-4,59] [-6,66] [-,49] -,4,4*** -,***,*** [-,84] [4,84] [-,47] [6,7] -,867***,7 -,68*** -,45** [-5,] [,8] [-,969] [-,4] -,4*** [-,49] -,9*** [-,77] -,8 [-,9] Własności saysyczne modeli :,4+ : 6, : 8, :, : 59,9+ : 4,6+ : 4,8+ : 46,+ : 5,6 : 5,7 : 4,8 : 6,8,9 [,5] -, [-,46],* [,896] -,* [-,8] -,4 [-,6],4*** [4,87],5 [,97] -, [-,85] -,*** [-4,679] -,669* [-,87] : 5,7 : 5,+ : 8,4 -,7*** [-5,],*** [4,64] -,4 [-,57], [,95] -,*** [-5,8] -,*** [-,4] -,7*** [-,85] -,*** [-,66] -,6*** [-4,],46 [,64] : 6,47 :,8+ : 9,98 *, **, *** oznacza odrzucenie hioezy zerowej esu rzy oziomie isoności, odowiednio %, 5% oraz %; + oznacza wysęowanie auokorelacji składnika losowego w danym równaniu; r liczba wekorów koinegrujących; VAR oznacza rząd oóźnień w modelu VECM. Źródło: obliczenia własne w rogramie JMulTi

8 Wływ cen roy nafowej na rodukcję i inflację Tabela 4. Modele VECM dla wybranych ańsw UE Analiza rzyczynowości B > P, In 5,56***,4**,498,8**,5**,6 5,69*** P, In > B,8,96,97,8,47**,5*,95 Źródło: obliczenia własne w rogramie JMulTi Ogólne ujęcie aramerów długookresowego dososowania ozwala określić w jakim soniu w ciągu jednego okresu nasęuje korygowanie odchyleń od ścieżki długookresowego rozwoju. Warości wsółczynników długookresowego dososowania w oszczególnych gosodarkach są zróżnicowane, co oznacza różnice w czasie owrou do sanu długookresowej równowagi. Wynika o m.in. z efekywności energeycznej kraju oraz sonia uzależnienia od dosaw surowca. Dla Holandii można wskazać, że między rodukcją, inflacją i cenami roy nie isnieje zależność rzyczynowa w sensie Grangera. W gosodarkach Niemiec, Francji, Danii, Polski i UE isnieje krókookresowa zależność rzyczynowa od cen roy nafowej ( B ) do rodukcji ( P ) i inflacji ( In ). Zmiany cen roy nafowej są również słabo egzogeniczne w sosunku do zmian rodukcji i/lub inflacji w Niemczech, Francji, Holandii, Danii i UE. Oznacza o, że zmiany oliyki gosodarczej w ych ańswach nie mają wływu na zmiany cen roy nafowej. Dla Polski i Czech es rzyczynowości wskazuje na odrzucenie hioezy o braku rzyczynowości od rodukcji i inflacji do cen roy nafowej. Wynik en odbiega znacząco od ego co sugeruje eoria, dlaego nie wysuwa się wniosku o braku słabej egzogeniczności zobacz Tabela 4. Analiza odowiedzi imulsowych dla wybranych gosodarek UE Wykresy reakcji rodukcji oraz inflacji okazują, że ekonomiczne konsekwencje szoków nafowych są różne dla gosodarek, kóre znajdują się na różnych oziomach rozwoju gosodarczego i charakeryzują się odmienną srukurą handlu roą nafową (imorerzy neo, eksorerzy neo). Imorerzy neo roy nafowej (m.in. Francja, Polska, Czechy, Unia Euroejska) doświadczają sadku wielkości rodukcji w dłuższej ersekywie, naomias w ocząkowym okresie o wysąieniu szoku zaobserwować można ewne wahania rodukcji. Gosodarki Niemiec oraz Holandii reagują na szok nafowy, krókookresowym wzrosem rodukcji. Nasęnie, odobnie jak w ozosałych gosodarkach, wielkość rodukcji sada, jednakże sadek en jes znacznie wolniejszy. Kierunek reakcji rodukcji w Niemczech i Holandii jes niezgodny z eorią ekonomii. Niezgodność reakcji rodukcji w badanych gosodarkach należy łumaczyć m.in. orzez zmiany kursów waluowych.

9 ,8,6,4, -, -,4,7,6,5,4,,, -,,6,4, -, -,4 -,6 -,8 9 rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa odowiedz dep na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa odowiedz nlp na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci odowiedz lp na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci 4 5 6,5,,5,,5,6,4, -, -,4 -,6 -,8,6,5,4,,,,,5,,5,,5 odowiedz dein na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci 9 rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa odowiedz nlin na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci 9 rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa odowiedz lin na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa odowiedz In na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci 4 5 6,5,4,,, -, -, -, -,4 -, -, -, -,4 -,5 -,6 -,7 -,8,6,4, -, -,4 -,6 -,8 -, -,,5,4,,, -, -, -, -,4 9 rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa odowiedz frp na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa odowiedz dnp na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa odowiedz czp na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci odowiedz P na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci 4 5 6,,,8,6,4, -, -,4 -,6,9,8,7,6,5,4,,,,4,,, -, -, -, -,4 odowiedz frin na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci 9 rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa odowiedz dein na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci 9 rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa rocenowy rzedzia³ ufno ci Esymacja unkowa odowiedz czin na imuls z B, z boosraowym rzedzia³em ufno ci Andrzej Geise Gosodarka Danii (jako rzykład kraju eksorera neo roy nafowej) reaguje znaczącymi sadkami rodukywności już w ierwszych okresach o wysąieniu negaywnego szoku nafowego - zobacz Rysunek. Rysunek. Analiza odowiedzi imulsowych Niemcy Francja Produkcja Inflacja Produkcja Inflacja Holandia Dania Produkcja Inflacja Produkcja Inflacja Polska Czechy Produkcja Inflacja Produckja Inflacja Unia Euroejska Inflacja Produkcja * odowiedzi imulsowe zosały oszacowane na 6 okresów (5 la). Źródło: obliczenia własne Dla krajów eksorujących roę nafową, kierunek reakcji rodukcji na bezośredni szok nafowy może być niejednoznaczny. Sekor rzemysłu, kóry w rocesie rodukcji jes energochłonny, doświadcza zaburzeń, wynikających z rzeływu czynników kaiału i racy do innych sekorów. Efek en w ekonomii nazywany efekem rozrzesrzeniania rodukywności (łum. roduciviy sillovers) owoduje, z jednej srony sadek zagregowanej rodukcji, z drugiej

10 Wływ cen roy nafowej na rodukcję i inflację srony, rzyczynia się do oszukiwania i eksloaowania nowych złóż roy nafowej, obudzając gosodarkę [Herrera i in. 5]. Dodakowo, zjawisko rozrzesrzeniania rodukywności między sekor roy nafowej a ozosałe gałęzie gosodarki może skukować wzrosem rodukcji w rzemyśle (oil and nonoil indusries) jako odowiedź na szok nafowy kierowany oyem [Bjornland, Thorsrud ]. Reakcja inflacji na szoki nafowe jes relaywnie wysoka dla gosodarki niemieckiej i UE, onieważ w krókim okresie o wysąieniu szoku nasęuje znaczny wzros resji inflacyjnej. W rzyadku ozosałych krajów wysoko rozwinięych (Francja, Holandia, Dania) resja inflacyjna jes znacznie słabsza bądź nieisona. Funkcja odowiedzi na imuls dla gosodarki Czech, okazuje, że reakcja inflacji jes odmienna w orównaniu do ozosałych gosodarek, gdyż owoduje jej sadek. Analiza odowiedzi imulsowych, we wszyskich gosodarkach wskazuje, że zmiany rodukcji i inflacji na szok nafowy mają rwały charaker, zn., że szoki e nie wygasają a analizowany sysem raci sabilność. WNIOSKI W racy ej analizowano wływ cen roy na rodukcje oraz inflacje w krajach UE. Tesowano isnienie liniowej koinegracji dla rodukcji, inflacji oraz cen roy nafowej w konekście zmian srukuralnych wywołanych kryzysem finansowym w 8 roku. Wykorzysując rocedurę Johansena wskazano, że doiero o uwzględnieniu koreky wyrazu wolnego oraz rendu deerminisycznego w relacji długookresowej, możliwe było orawne zidenyfikowanie zjawiska koinegracji oraz orawnej liczby wekorów koinegrujących. Wyniki badania emirycznego wskazują, że isnieje jednokierunkowa, krókookresowa zależność rzyczynowa od cen roy nafowej do rodukcji i inflacji w badanych gosodarkach (z wyjąkiem Holandii i Czech). Przy założeniu symeryczności dososowania gosodarek do równowagi długookresowej na odsawie modeli VECM można wskazać, że róba wykorzysana w racy wsiera hioezę, nie dając odsaw do jej odrzucenia. Oznacza o, że zależność między cenami roy nafowej a rodukcją i inflacją w ańswach Unii Euroejskiej ma charaker ransmisji, zarówno w krókim jak i długim okresie. Podsumowując należy owiedzieć, że wiele czynników (m.in. oziom rozwoju gosodarczego, srukura handlu surowcami energeycznymi, efekywność energeyczna rzemysłu, oliyka ekonomiczna kraju czy wahania kursów waluowych) deerminuje ekonomiczne skuki szoków nafowych. Różnice między krajami w reakcji rodukcji i inflacji na szoki nafowe są widoczne. Biorąc od uwagę oliykę monearną kraju, należy owiedzieć, że sadające ceny surowca w krajach imorujących roę nafową mogą redukować średnioerminowe oczekiwania inflacyjne oniżej celu, wówczas bank cenralny może obudzić wzros gosodarczy orzez dodakowe oluzowanie oliyki monearnej.

11 58 Andrzej Geise Połączenie niższej inflacji oraz większej rodukcji owoduje korzysne, krókookresowe wyniki oliyki gosodarczej. BIBLIOGRAFIA Alvarez L., Hurado S., Sanchez I., Thomas C. () The Imac of Oil Price Changes on Sanish and Euro Area Consumer Price Inflaion, Economic Modeling, 8, 4-4. Bernanke B., Gerler M., Wason M. (997) Sysemaic Moneary Policy and he Effecs of Oil Price Shocks, Brooking Paers on Economic Aciviy, 8(), Bjørnland H. C., Thorsrud L. A. () Bloom or gloom? Examining he Duch Disease in a Two-seed Economy. Cener for Alied Macro- and Peroleum Economics, Working Paer No. 6/, (dosę ze srony: h:// Samfunns%C %Bkonomi/CAMP/Working_CAMP_6-4.df). Blanchard O. J., Gali J. (8) The Macroeconomic Effecs of Oil Price Shocks: Why are he s so differen from he 97s?, NBER Working Paer No. 68. Brown, S. P. A., Yucel, M. K. () Energy Prices and Aggregae Economic Aciviy and Inerreaive Survey, The Quarerly Review of Economic and Finance, 4, 9-8. Deusche Bundesbank () The rice of crude oil and is imac on economic aciviy in he indusrial counries, [w:] Monhly Reor, June, Elder J., Serleis, A. () Oil Price Uncerainy, Journal of Money, Credi and Banking, 4, Finn M. G. () Perfecs Comeiion and he Effecs on Energy Price Increases on Economic Aciviy, Journal of Money, Credi and Banking,, Geise A., Piłaowska M. (4) Oil Prices, Producion and Inflaion in he Seleced EU Counries: Threshold Coinegraion Aroach, Dynamic Economeric Models, 4, 7-9. Global Economic Prosec (5) Undersanding he Plunge in Oil Prices: Sources and imlicaions, Hamilon J. D. (9) The Causes and Consequences of he Oil Shock of 7-8, Brookings Paers on Economic Aciviy, 5-6. Hamilon J. D. () Nonlineariies and he Macroeconomic Effecs of Oil Prices, Macroeconomic Dynamics, 5, Herrera A. M., Lagalo L. G., Wada T. (5) Asymmeries in he Resonse of Economic Aciviy o Oil Price Increases and Decreases?, Journal of Inernaional Money and Finance, 5, 8-. Hooker M. (996) Wha haened o he oil rice-macroeconomy relaionshi?, Journal of Moneary Economics, 8, 95-. Hun B., Isard P., Laxon D. () The Macroeconomic Effecs of Higher Oil Prices, IMF Working Paer /4, Inernaional Moneary Fund, Washingon DC. Johansen S. (988) Saisical analysis of coinegraion vecors, Journal of economic dynamics and conrol, (), -54. Johansen S., Mosconi R., Nielsen B. () Coinegraion analysis in he resence of srucural breaks in he deerminisic rend, The Economerics Journal, (), Kilian L. (4) Oil Price Shocks: Causes and Consequences, Annual Review of Resource Economics, 6(), -54.

12 Wływ cen roy nafowej na rodukcję i inflację Tang W., Wu L., Zhang Z. () Oil Prices Shocks and heir Shor- and Long-erm effecs on he Chinese Economy, Energy Economics,, sr. -4. THE IMPACT OF CRUDE OIL PRICES ON PRODUCTION AND INFLATION IN SELECTED EU COUNTRIES Absrac: In his aricle, we examine emirically he relaionshi beween resources rices and economic aciviy in he resence of srucural break due o financial crisis in seleced Euroean Union counries. The rimary objecive is o invesigae and analyze he Granger causal relaionshis and imulse resonse funcion beween oil rices, roducion and inflaion in Germany, France, Denmark, Nederland, Poland, Czech Reublic and EU in eriod Granger causaliy ess rovide evidence ha here is unidirecional causaliy running from oil rices o roducion and inflaion. Keywords: crude oil rices, economic aciviy, Granger causaliy, imulse resonse funcion