Funkcjonowanie kanału kursowego oraz siła efektu pass-through w gospodarkach wschodzących: przypadek Polski, Czech i Węgier

Transkrypt

1 Bank Kredy 453, 214, Funkcjonowane kanału kursowego oraz sła efeku pass-hrough w gospodarkach wschodzących: przypadek Polsk, Czech Węger Mchał Anoszewsk* Nadesłany: 9 wrześna 213 r. Zaakcepowany: 3 marca 214 r. Sreszczene Celem pracy jes porównane efeku pass-hrough efeku przenesena kursu waluowego oraz funkcjonowana kanału kursowego w krajach CEE-3 Polska, Czechy Węgry, a akże denyfkacja czynnków powodujących zróżncowane wpływu wahań kursowych na procesy nflacyjne w rozparywanych gospodarkach. W badanu wykorzysano srukuralne modele wekorowej auoregresj SVAR. Poruszony zosał problem funkcjonowana kanału kursowego w gospodarkach wschodzących w konekśce zbeżnośc ch kursów pod wpływem czynnków globalnych oraz wysępowana zjawska carry rade. Analze poddano równeż różnce srukuralne dzelące rozparywane kraje, uwzględnając skueczność procesu deznflacj, sopeń owarośc gospodark, rozmar rynku danej waluy oraz zmenność jej kursu. Owara pozosaje kwesa asymer oraz nelnowośc efeku przenesena, a akże jego zależnośc od fazy cyklu konunkuralnego. Słowa kluczowe: nflacja, kurs waluowy, pass-hrough, SVAR JEL: C32, E31, E37, E42, E58 * Szkoła Główna Handlowa w Warszawe; e-mal: anoszewsk.mchal@gmal.com.

2 226 M. Anoszewsk 1. Wsęp Wpływ wahań kursów waluowych na procesy nflacyjne sał sę przedmoem lcznych badań po upadku sysemu z Breon Woods w 1971 r. Upowszechnene sysemu płynnych kursów waluowych w gospodarce śwaowej ożywło dyskusję na ema rol, jaką w mechanzme ransmsj monearnej MTM odgrywa kanał kursowy. Zaczęo równeż rozważać, czy w jakm sopnu bank cenralne pownny uwzględnać wahana kursu waluowego w prowadzenu polyk penężnej. Badane wpływu kursu waluowego na ceny krajowe efeku przenesena, pass-hrough nabrało szczególnego znaczena w gospodarkach wschodzących emergng markes, w kórych nasąpły sone zmany w polyce monearnej wprowadzono sraegę bezpośrednego celu nflacyjnego BCI oraz upłynnono kursy waluowe. Celem nnejszej pracy jes analza porównawcza efeku pass-hrough oraz znaczena kanału kursowego w rzech krajach Europy Środkowo-Wschodnej CEE-3: w Polsce, Czechach na Węgrzech, a akże denyfkacja czynnków powodujących zróżncowane wpływu wahań kursowych na procesy nflacyjne w ch gospodarkach. Rozdzał drug pracy prezenuje koncepcję efeku pass-hrough oraz znaczene kanału kursowego dla mechanzmu ransmsj monearnej MTM. Zawera akże przegląd leraury pośwęconej nekomplenośc oraz słabnęcu efeku przenesena w łańcuchu cen. W rozdzale rzecm poruszono problem funkcjonowana kanału kursowego w ransformujących sę gospodarkach. Omówono emaykę zbeżnośc kursów ch walu pod wpływem czynnków globalnych oraz opsano zjawsko carry rade. Uwypuklono akże różnce srukuralne mędzy badanym gospodarkam. Rozdzał czwary przedsawa analzę ekonomeryczną efeku przenesena w krajach CEE-3, przeprowadzoną za pomocą srukuralnych model wekorowej auoregresj SVAR. Zaprezenowano proces esymacj oraz wynk esów specyfkacj modelu. W dalszej kolejnośc zmerzono słę efeku pass- -hrough, analzując funkcję reakcj na szok kursowy, a akże zbadano znaczene kanału kursowego w MTM za pomocą analzy dekompozycj warancj składnków losowych modelu. Rozdzał pąy zawera podsumowane uzyskanych wynków wraz z ch ekonomczną nerpreacją oraz najważnejszym wnoskam. Ponado pokróce przedsawa możlwośc konynuacj rozszerzena przeprowadzonego badana. 2. R ola k anału k ursowego w f unkcjonowanu m echanzmu ransmsj monearnej 2.1. Teoreyczna koncepcja kanału kursowego efeku przenesena Powszechne uważa sę, że jedną z sonych deermnan nflacj krajowej są wahana kursu waluowego. Zjawsko o łumaczy sę wzrosem owarośc gospodarek oraz upowszechnenem sysemu płynnych kursów waluowych. Z ego względu rola kanału kursowego w funkcjonowanu mechanzmu ransmsj monearnej nabera szczególnego znaczena w prowadzenu polyk penężnej. Kurs waluy krajowej wywera sony wpływ zarówno na nomnalną, jak realną sferę gospodark. Ceny produków mporowanych oddzałują na wysokość koszów produkcj, a ym samym na ndeks cen PPI, a w dalszej kolejnośc na ndeks cen CPI. Równocześne wahana kursu waluowego wpływają na konkurencyjność

3 Funkcjonowane kanału kursowego 227 cenową eksporu mporu, decydując o pozome eksporu neo jednej ze składowych PKB. Zmany luk popyowej kszałują empo nflacj krajowej Kaźmerczak 28. Bank cenralny może oddzaływać na nflację krajową za pośredncwem kanału kursowego, zmenając wysokość sóp procenowych. Wpływają one bowem na kszałowane sę kursu waluowego wskuek wysępowana ransakcj ypu carry rade na mędzynarodowych rynkach fnansowych Bańbuła 211. Z punku wdzena banku cenralnego sonym problemem jes modelowane prognozowane kursu waluowego. Obsfeld Rogoff 2 uznal brak wyraźnego zwązku pomędzy kszałowanem sę zmennoścą kursów waluowych a czynnkam fundamenalnym powązanym zarówno z gospodarką nomnalną, jak realną za jedną z sześcu najwększych zagadek współczesnej makroekonom. Podobne zmenność kursów waluowych posrzegal Devereux Engel 22, nerpreując ją jako skuek błędnego formułowana oczekwań przez uczesnków rynku waluowego. Meese oraz Rogoff 1983 przeprowadzl analzę rafnośc prognoz, sosując srukuralne, welorównanowe modele kursu waluowego. Dowedl, że prose modele błądzena losowego random walk generowały równe rafne prognozy kursów waluowych jak skomplkowane modele srukuralne oraz modele wekorowej auoregresj. Co ważne, nawe dodane do zboru zmennych objaśnających fakyczne zaobserwowanych przyszłych warośc zmennych makroekonomcznych ne poprawało jakośc prognoz model srukuralnych w porównanu z procesem błądzena losowego. Badana e konynuowal Cheung, Chnn Pascual 25, porównując własnośc predykcyjne całej klasy model kursu waluowego, opracowanych w laach 9. Jako punk odnesena równeż przyjęl modele błądzena losowego. Auorzy c dowedl, że ne sneje klasa model kursu waluowego, kóre generowałyby najlepsze prognozy bez względu na rozparywany horyzon czasowy, analzowaną parę waluową lub przyjęe kryerum oceny jakośc modelu. Powsaje zaem pyane, jaką wagę bank cenralny pownen przywązywać do wahań kursowych w przypadku prowadzena sraeg bezpośrednego celu nflacyjnego Edwards Waro nadmenć, że sałe oddzaływane wahań kursowych na ceny krajowe zwększa efekywność polyk penężnej. Władze monearne mogą w akej syuacj reagować z wększą swobodą elasycznoścą na wahana w sferze realnej gospodark, znaczne mnejszą uwagę pośwęcając egzogencznym szokom kursowym Mshkn 28. Podsawowym narzędzem analzy funkcjonowana kanału kursowego jes pomar efeku przenesena pass-hrough kursu waluowego. Jes on defnowany jako relaywna zmana pozomu cen krajowych mporu, producena, konsumena w reakcj na jednoskową zmanę nomnalnego kursu waluowego Goldberg, Kneer Impulsem do rozwoju badań doyczących wpływu kursu waluowego na procesy nflacyjne był rozpad sysemu sałych kursów waluowych, powsałego w wynku porozumena z Breon Woods funkcjonującego w laach Sysem operał sę na urzymywanu sałych kursów walu w sosunku do dolara amerykańskego, wymenanego na złoo według sałego paryeu. Upadek sysemu nasąpł wskuek zaweszena wymenalnośc dolara na złoo 15 serpna 1971 r. Mechanzm oraz hsorę sysemu z Breon Woods opsal szerzej Burda Wyplosz 212. Efek pass-hrough zosał po raz perwszy poddany analze emprycznej przez Krenna 1977, kóry oszacował wpływ wahań kursowych na ceny mporu dla USA, Kanady, Japon oraz klku gospodarek Europy Zachodnej w okrese po zaweszenu wymenalnośc dolara na złoo. 1 W osanm czase pojawają sę opracowana dowodzące, że modele kursów waluowych mogą jednak, pod pewnym warunkam, generować rafnejsze prognozy nż proces błądzena losowego Ca Zorz, Mućk, Rubaszek 213. W najblższej przyszłośc można zapewne oczekwać dalszego rozwoju badań doyczących ego zagadnena.

4 228 M. Anoszewsk 2.2. Efek pass-hrough a prawo jednej ceny eora paryeu sły nabywczej PPP Prawo jednej ceny zakłada równość cen dóbr podlegających mędzynarodowej wymane handlowej w poszczególnych krajach, po wyrażenu ch w ej samej waluce. Różnca mędzy ak wyrażonym cenam sanowłaby zachęę do arbrażu. Prawo jednej ceny wymaga zaem długookresowej sałośc realnych kursów waluowych. W akej syuacj nomnalnej aprecjacj deprecjacj danej waluy pownna owarzyszyć nflacja nższa wyższa nż śwaowa, całkowce ją nwelująca. Jes o zasada paryeu sły nabywczej PPP Burda, Wyplosz 212. Zgodne z ną należałoby węc oczekwać pełnego dososowana cen krajowych pod wpływem szoków kursowych czyl warośc współczynnka pass-hrough równej 1. Dornbusch 1987 swerdzł jednak, że dososowane cen do wahań kursowych ne zachodz naychmas, a akże ne jes komplene. Zmany cen owarów mporowanych cechuje bowem krókookresowa szywność, naomas dososowana długookresowe nasępują zgodne z prawem jednej ceny. Wększość badań emprycznych równeż ne powerdza hpoezy PPP, przynajmnej w krókm okrese Taylor, Taylor 24. Mało prawdopodobne jes zaem, by efek pass-hrough odznaczał sę komplenoścą Czynnk zakłócające pełne dososowane cen do szoków kursowych Wybór waluy rozlczenowej Jak wspomnano, oddzaływane wahań kursowych na nflację krajową odbywa sę za pośredncwem zman cen dóbr mporowanych wyrażonych w waluce krajowej. Z kole wrażlwość cen mporu na wahana kursu w dużym sopnu zależy od polyk cenowej mporerów. W przypadku wyceny według warośc rynkowej ang. prcng o marke Bacchea, Wncoop 22; Devereux, Engel 22; Goldberg, Kneer 1996, ceny dóbr mporowanych są wyrażone w waluce mporera. Wahana kursowe ne muszą węc slne wpływać na ceny mporu, co w skrajnym przypadku powoduje brak efeku przenesena. Syuacja aka może wysąpć w dużych, rozwnęych gospodarkach, kórych waluy odgrywają ważną rolę w śwaowej wymane handlowej USA, Una Europejska, Japona. W odwronej syuacj ceny dóbr mporowanych są wyrażone w waluce obcej. Nasępne dobra są sprzedawane krajowym odborcom za rodzmą waluę, po akualnym kurse rynkowym. Zmana kursu waluowego jes wówczas nemal naychmas przenoszona na ceny w kraju, co powoduje kompleność efeku pass-hrough jego współczynnk jes wówczas równy jednośc. Zjawsko ake wysępuje jednak wyłączne w gospodarkach zdolaryzowanych bądź charakeryzujących sę bardzo wysoką sopą nflacj Mhaljek, Klau 28. Pośredna syuacja wysępuje w wększośc gospodarek wschodzących. Imporerzy dysrybuorzy kupują dobra za waluę obcą, a ch odsprzedaż na rynku krajowym rozlczana jes w waluce rodzmej. Ooczene konkurencyjne wymaga wówczas częścowej absorpcj skuków wahań kursowych za pośredncwem zman marż mporerów, co czyn efek pass-hrough nekomplenym. Wynka z ego, że w łańcuchu cen cen mporu, producena oraz konsumena współczynnk pass-hrough pownny sę sopnowo obnżać zawerać w przedzale od do 1 Mhaljek, Klau 28.

5 Funkcjonowane kanału kursowego 229 Rola łańcucha dysrybucj Koncepcję cen w łańcuchu dysrybucj dosaw sformułował Blanchard Wykazał on, że nejednoczesna zmana cen ma sone skuk dla zman cen relaywnych na każdym pozome produkcj. Począkowo dobra odznaczają sę wększą zmennoścą cen oraz marż zysków. Zaburzene nomnalne w rozparywanym przypadku kursowe wymaga kompleksowej zmany cen dóbr mporowanych, pośrednch oraz fnalnych. Decyzje o zmane cen na poszczególnych eapach ne są podejmowane w sposób cągły, rudno węc oczekwać ch pełnej synchronzacj. Engel 22 pokazał, że mporowane są główne dobra pośredne ch sprzedaż konrakowana jes w waluce obcej, sąd zmany kursu są w pełn odzwercedlone w cenach mporu. Z kole ceny dealczne, sanowące wypadkową cen dóbr mporowanych oraz cen składnków krajowych, dososowywane są jedyne okresowo ze względu na snene koszów zmany menu. W konsekwencj ceny konsumena jedyne okresowo dososowują sę do zman kursu waluowego. Sprawa o, że bezpośredn zwązek pomędzy kursem a nflacją krajową jes słabszy. Co węcej, dobra mporowane docerają do konsumenów fnalnych przez seć sprzedaży hurowej dealcznej, węc ch cena odzwercedla koszy usług krajowych, akch jak ranspor czy reklama. Ograncza o częścowo wpływ wahań kursowych na ceny konsumena Bursen, Echenbaum, Rebelo 22; Campa, Goldberg 26. Koncepcja łańcucha dysrybucj wyjaśna mechanzm ransmsj szoków w gospodarce umożlwa zaem zbadane zwązku pomędzy wahanam kursu waluowego a cenam krajowym. McCarhy 1999 wyróżnł rzy rodzaje szoków: podażowy o charakerze zewnęrznym, popyowy wewnęrzny oraz kursowy. Mogą meć odzwercedlene w cenach surowców ropa nafowa, produkcj przewórswo przemysłowe oraz wysokośc kursu waluowego. Io Sao 28 zdenyfkowal ponado szok monearny, zwązany ze zmanam podaży penądza przez bank cenralny. Można węc przyjąć, że począek łańcucha cen sanow zewnęrzny szok podażowy, poprzedzający wewnęrzny szok popyowy. W konsekwencj nasępują zmany polyk penężnej banku cenralnego, deermnujące kurs waluowy. Zdanem Io Sao 28 w syseme płynnego kursu waluowego decyzje władz monearnych znaczne bardzej zależą od czynnków fundamenalnych nż od wahań kursu. Na kolejnym eape nasępuje dołączene wskaźnków cen, kolejno: cen mporu, producena oraz konsumena McCarhy Wpływ ooczena konkurencyjnego Fak, że wększość przedsęborsw funkcjonuje na rynkach konkurencyjnych, sone przyczyna sę do nekomplenośc oraz osłabana efeku pass-hrough kursu waluowego w łańcuchu cen. Bursen, Echenbaum Rebelo 22 wykazal, że slna deprecjacja waluy krajowej skłana konsumenów do zasępowana dóbr mporowanych ańszym, lokalnym odpowednkam o nższej jakośc. Może o sone ogranczać presję nflacyjną wynkającą z osłabena waluy. Z kole znaczne umocnene sę rodzmej waluy zachęca konsumenów do zakupu droższych owarów zagrancznych, charakeryzujących sę lepszą jakoścą. W rezulace nflacja może ne obnżać sę równolegle z aprecjacją waluy. Ponado przedsęborswa są w sane reagować zmanam marż w odpowedz na wahana kursowe, gdyż deprecjacja waluy może skłanać konsumenów do wyboru ańszych subsyuów opar-

6 23 M. Anoszewsk ych w całośc na produkcj krajowej. Co węcej, zmany kursu waluowego mogą równeż wpływać na ceny usług, o le w dużym sopnu korzysa sę w nch ze składnków półproduków zagrancznych Mhaljek, Klau Osłabene efeku pass-hrough w gospodarce śwaowej Współczynnk pass-hrough kursu waluowego są wyższe w krajach ransformujących sę nż w krajach rozwnęych oraz z czasem obnżają sę w obu ypach gospodarek Sekne 26. W ym przypadku sneją dwa podsawowe, uzupełnające sę wyłumaczena. Po perwsze, soną rolę w obnżenu współczynnków pass-hrough odegrało znaczne ogranczene presj nflacyjnej w gospodarce śwaowej. Taylor 2 przeanalzował spadek przenoszena przez przedsęborswa zman koszów płac, surowców, wahań kursowych na ceny produków fnalnych, kóry nasąpł w laach 9. XX w. Zasosował w ym celu model równowag ogólnej, wykorzysujący dane z gospodark amerykańskej z la 6., 7., W syuacj nskej nflacj wahana koszów w rozparywanym przypadku kursu waluowego są uznawane przez frmy za przejścowe odchylena powodują główne zmany marż przedsęborsw. Skueczność opsanego mechanzmu zależy jednak od slnego zakowczena oczekwań nflacyjnych na nskm pozome. Wzros oczekwań może bowem doprowadzć do rozerwana sprzężena zwronego pomędzy wysokoścą zmennoścą nflacj, jej uporczywoścą oraz słą efeku przenesena zman kursu. Do zblżonych wnosków doszl Baquero, Díaz de León Torres 24. Przeanalzowal 16 krajów w różnym sadum rozwoju gospodarczego w osanch rzech dekadach XX w. oraz na począku XXI w. Ich zdanem obnżene sablzacja nflacj uławają upłynnene kursu waluowego. Wynka o z faku, że zakowczone na nskm pozome oczekwana nflacyjne ogranczają rolę kanału kursowego w mechanzme ransmsj polyk penężnej. Po druge, globalzacja śwaowych powązań gospodarczych zwększyła konkurencję na poszczególnych rynkach, ogranczając możlwość dykowana cen przez frmy domnujące w sekorze dóbr handlowych. W akej syuacj frmy e muszą absorbować przejścowe wzrosy koszów nasępujące w wynku osłabena kursu waluowego, co prowadz do redukcj efeku pass-hrough. W celu urzymana marż frmy mogą ponado przenosć część swojej dzałalnośc do krajów o nższych koszach produkcj, co równeż przyczyna sę do osłabena efeku pass-hrough Boro, Flardo 27; Mhaljek, Klau Kanał kursowy MTM w gospodarkach wschodzących 3.1. K szałowane s ę k ursów w alu w schodzących pod w pływem c zynnków globalnych Powszechnym zjawskem na mędzynarodowych rynkach fnansowych jes współzmenność kursów walu w gospodarkach wschodzących. Isneje klka komplemenarnych wyjaśneń ej syuacj. Na wsępe należy wspomneć, że decyzje nwesycyjne są podejmowane w warunkach nepewnośc oraz ogranczonych możlwośc przewarzana nformacj. Z ego względu mędzynarodow nwesorzy są zmuszen do podzału akywów fnansowych na kaegore, podlegające osobnym sraegom nwesycyjnym. Wydzelone kaegore pownny sę sone różnć, ale akże meć cechy wspólne. Popularność

7 Funkcjonowane kanału kursowego 231 sraeg carry rade jes wspólną cechą rynków wschodzących, jako że zazwyczaj charakeryzują sę one sosunkowo wysokm sopam procenowym. W zwązku z ym aprecjacja deprecjacja jednej z walu wschodzących może być posrzegana jako sygnał do zakupu sprzedaży nnych walu. Wynkające sąd zachowana sadne nwesorów są przyczyną współzmennośc kursów walu gospodarek wschodzących, nawe w przypadku braku sonych powązań mędzy nm Barbers, Schlefer 23. Take zachowane nwesorów sanow jednak racjonalną reakcję na ogranczone możlwośc przewarzana nformacj, wzmacnane dodakowo przez posępującą globalzację rynków fnansowych Calvo, Mendoza 2. Ne bez znaczena pozosaje równeż wpływ sraeg nwesycyjnych globalnych nwesorów, operających sę na eor porfela Sharpe 197. Zgodne z jej założenam, opymalny porfel nwesycyjny pownen odzwercedlać rynkową podaż nsrumenów fnansowych. W konsekwencj wzros cen akywów na rynkach bazowych j. rynkach krajów rozwnęych powoduje koneczność dokupena akywów z rynków wschodzących. Transakcje e wymagają uprzednego zakupu walu lokalnych, co prowadz do ch aprecjacj. Z kole spadek cen akywów bazowych powoduje koneczność wycofana akywów z rynków wschodzących oraz, w dalszej kolejnośc, sprzedaży ch walu. Powyższy mechanzm powoduje współzmenność kursów walu krajów, mędzy kórym ne sneją slne powązana gospodarcze Schnas, Smh 2. Efek en nasla sę wraz ze wzrosem akywnośc nerezydenów na rynkach krajów ransformujących sę. Inwesorzy zagranczn, mający dosyć ogranczoną wedzę na ema lokalnych uwarunkowań, muszą uwzględnać znaczene czynnków globalnych Jokashra, Lundblad, Ramadoray 29. Opsane zjawsko wysępuje zwłaszcza podczas kryzysów fnansowych, kedy nerezydenc ucekają w płynność Brunnermeer, Nagel, Pedersen 28, masowo wyprzedając akywa na rynkach wschodzących, posrzegane jako bardzej ryzykowne mnej płynne. Skukem akch dzałań jes jednoczesna, gwałowna deprecjacja walu ych gospodarek. Chadwck, Fazle Tekal 212 wykorzysal meodę analzy czynnkowej do wyodrębnena czynnka exchange rae ndex odpowedzalnego za podobne kszałowane sę kursów walu w gospodarkach wschodzących o płynnym reżme kursowym. Oszacowany czynnk reprezenował około 6% całkowej zmennośc kursów jednocześne odznaczał sę wysoką korelacją ze wskaźnkam doyczącym rynków fnansowych. Powerdza o, że zmenne fnansowe są podsawową przyczyną współzmennośc walu w gospodarkach wschodzących. Auorzy podkreśll, że rynk długu, akcj oraz wskaźnk skłonnośc lub awersj do ryzyka mają duże znaczene dla kszałowana sę kursów walu w gospodarkach wschodzących. Isone zmany percepcj ryzyka na rynkach śwaowych są zaem przyczyną wyraźnych zman kursów ych walu. Auorzy powerdzl ponado hpoezę, że makroekonomczne modele kursu waluowego mają słabe własnośc prognosyczne, nawe po uwzględnenu jako zmennych objaśnających wskaźnków odnoszących sę do rynków fnansowych Nesablność mechanzmu carry rade Zmany wysokośc sóp procenowych banku cenralnego odgrywają główną rolę w kszałowanu sę krókoermnowych sóp procenowych na rynku mędzybankowym Janeck 212, a równocześne slne wpływają na zmany kursów waluowych. Jes o skukem wysępowana zjawska carry rade. Masowa skala ransakcj carry rade powoduje aprecjację waluy zaceśnane polyk penężnej danego kraju. W konsekwencj dochodz do uchylena założena o nezabezpeczonym paryece sóp proceno-

8 232 M. Anoszewsk wych. Sugerowałoby ono bowem deprecjację waluy o rosnącym oprocenowanu, aż do wyrównana sę sóp zwrou w obydwu obszarach waluowych Bańbuła 211. Należy przy ym nadmenć, że sosowane sraeg carry rade przynos zysk dopóy, dopók zróżncowane oprocenowana z nawązką rekompensuje ewenualną deprecjację waluy wyżej oprocenowanej. Sosunkowo wysoka zyskowność ego ypu ransakcj jes zaem obarczona ryzykem gwałownego osłabena sę kursu zakuponej waluy Brunnermeer, Nagel, Pedersen 28. Tak wysoke sopy zwrou sanową zaem premę za ryzyko gwałownej przeceny walu wyżej oprocenowanych pod wpływem znacznego pogorszena sę nasrojów na śwaowych rynkach fnansowych Burnsde n. 28. Wskuek opsanych powyżej zależnośc bank cenralne w krajach ransformujących sę ne mogą w pełn przewdzeć wpływu zman sóp procenowych na kurs waluowy. Pogorszene sę konunkury w gospodarce śwaowej powoduje bowem wzros nepewnośc na rynkach fnansowych, co prowadz do slnego osłabena walu gospodarek wschodzących, bez względu na pozom sóp procenowych w ych krajach. Z ego powodu nadal sneje lczna grupa pańsw, kórych bank cenralne są nechęne sysemow w pełn płynnego kursu kursowego free floa, wykluczającemu nerwencje waluowe. Obawają sę bowem, że gwałowna deprecjacja waluy slne wpłyne na krajową nflację. Zjawsko o określa sę manem fear of floang Calvo, Renhar 2. Mmo że kraje CEE-5 sosują sraegę bezpośrednego celu nflacyjnego oraz sysem płynnego kursu waluowego, wcąż akualne pozosaje pyane o o, na le elasyczne polyka penężna prowadzona przez ch bank cenralne pownna reagować na wahana kursowe. Zwolenncy fear of floang argumenują, że w gospodarkach wschodzących rola kanału kursowego w funkcjonowanu mechanzmu ransmsj monearnej jes wększa nż rola radycyjnego kanału sóp procenowych. Z ego względu władze monearne pownny reagować na zmany kursu waluowego slnym zmanam sóp procenowych w syuacj wzrosu prem za ryzyko wyrażającego sę gwałownym osłabenem waluy. Taka polyka mogłaby zasąpć nerwencje na rynku waluowym. Jednocześne zachęcałaby jednak do spekulacj nakerowanej na desablzację kursu waluowego Vonnák 21. Vonnák 21 swerdzł jednak, że przejścowe szok kursowe ne pownny rwale wpływać na pozom cen, poneważ ch zmany są dość koszowne dla przedsęborsw. Z kole polyka penężna generuje slnejsze bodźce do zman cen przez przedsęborswa Wpływ zman srukuralnych w g ospodarkach wschodzących na słę efeku pass-hrough W cągu dwóch osanch dekad zaobserwowano wyraźne obnżene sę nflacj zarówno w krajach wysoko rozwnęych, jak w gospodarkach ransformujących sę, pommo wysępowana slnych wahań kursowych w gospodarce śwaowej. W przypadku emergng markes jes o skukem wprowadzena sraeg bezpośrednego celu nflacyjnego BCI oraz upłynnena kursu waluowego, podobne jak w krajach wysoko rozwnęych na począku la 9. XX w. Mhaljek, Klau 28. Choudhr Hakura 26 dowedl wysępowana dodanej, sonej saysyczne relacj pomędzy pass-hrough kursu waluowego a pozomem nflacj. Zależność a zosała zaobserwowana zarówno w przekroju mędzynarodowym 71 krajów, jak czasowym próba obejmująca laa , czyl okres, w kórym nflacja na śwece była zróżncowana. Co węcej, sopa nflacj znaczne lepej nż nne zmenne makroekonomczne wyjaśnała zróżncowane efeku przenesena zarówno w przekroju

9 Funkcjonowane kanału kursowego 233 mędzynarodowym, jak czasowym. Auorzy powerdzl przy ym, że przyjęce sraeg celu nflacyjnego zwększa warygodność banku cenralnego co za ym dze przyczyna sę do rwałego obnżena nflacj oraz pass-hrough kursu waluowego. Coulbaly Kempf 21 zbadal wpływ wprowadzena sraeg bezpośrednego celu nflacyjnego na efek pass-hrough, analzując 27 gospodarek wschodzących. Spośród nch 15 przyjęło ę sraegę w rozparywanym okrese. Uzyskane przez auorów wynk wskazują, że dzęk wyznaczenu celu nflacyjnego efek przenesena sał sę nemal ak sam jak w krajach sosujących alernaywne sraege polyk penężnej. Zaobserwowano ponado zmnejszene wpływu szoków kursowych na wahana cen po wprowadzenu BCI. Co węcej, w przypadku cen mporu PPI efek przenesena okazał sę slnejszy w krajach sosujących sraegę BCI, a w odnesenu do CPI ne swerdzono saysyczne sonych różnc. Zdanem auorów bank cenralne krajów, w kórych oddzaływane kursu waluowego było slnejsze, chęnej sosowały sraegę bezpośrednego celu nflacyjnego. Wprowadzene BCI zwększa bowem warygodność polyk penężnej, redukując dososowana cen krajowych do wahań kursowych. Campa Goldberg 22 argumenowal, że zaobserwowane w krajach OECD zmnejszene wpływu kursu waluowego na ceny mporu wązało sę przede wszyskm ze zmaną srukury mporu. Auorzy c wykazal, że przewórswo przemysłowe żywność odznaczające sę nepełnym przenesenem wahań kursowych zwększyły udzał w wolumene mporu koszem surowców, półproduków nośnków energ wykazujących warośc współczynnków pass-hrough zblżone do jednośc. Ich zdanem ego ypu zmany, zwązane z długookresową ewolucją srukury mporu, mają charaker rwalszy nż zmany nflacj, jak werdzł Taylor 2. Wprawdze nsk pozom pass-hrough kursu waluowego wąże sę z nską nflacją, jednak zmany ooczena makroekonomcznego oraz zwększene efekywnośc warygodnośc polyk penężnej mają drugorzędne znaczene dla osłabena efeku przenesena. Po przeanalzowanu 7 krajów Frankel, Parsley We 25 wykazal, że osłabene efeku pass- -hrough w gospodarkach wschodzących jes ylko częścowo zwązane ze zmanam, kóre zaszły w polyce penężnej. Zwrócl równeż uwagę na soną rolę koszów dysrybucj sprzedaży dealcznej w ym wynagrodzeń pracownków, a akże na proces wyceny według warośc rynkowej. Z kole rosnące w czase koszy dysrybucj sprzedaży przypsal oddzaływanu efeku Balassy-Samuelsona Ewolucja polyk penężnej k ursowej w g ospodarkach Polsk, Czech oraz Węger Spośród reform srukuralnych, kóre zosały wprowadzone w krajach Europy Środkowo-Wschodnej na począku la 9. XX w., szczególną rolę odegrały zmany w polyce penężnej kursowej, zmerzające do całoścowej reformy bankowośc cenralnej w ych gospodarkach. W sycznu 199 r. Polska przyjęła sraegę sałego kursu waluowego wobec USD, na kórego urzymane nakerowano polykę penężną. Wskuek slnego narasana presj nflacyjnej spadku konkurencyjnośc eksporu w maju 1991 r. przeprowadzono dewaluację złoego o 16,8%, zasępując parye dolara koszykem walu. Od paźdzernka 1991 r. zaczął obowązywać bardzej elasyczny reżm kursowy w posac pełzającej dewaluacj crawlng peg, kórej mesęczne empo sysemayczne zmnejszano z 1,8%. W ym czase nasąpły dwe skokowe dewaluacje paryeu: w luym 1992 r. oraz w serpnu 1993 r. o 12% 8%. W maju 1995 r. wprowadzono sysem pełzającego pasma dopuszczalnych wahań w zakrese ±7% w ym czase mesęczne empo dewaluacj wynosło już ylko 1,2%.

10 234 M. Anoszewsk W grudnu 1995 r. dodakowo przeprowadzono skokową rewaluację cenralnego paryeu o 6%. Co sone, polyka penężna prowadzona w laach mała charaker eklekyczny, łączyła bowem sablzowane kursu waluowego z konrolą podaży penądza. Wskuek sprzecznośc ych celów koneczne było przeprowadzane operacj owarego rynku w celu nerwencj na rynku waluowym. Z ego powodu pasmo wahań kursu sysemayczne rozszerzano do ±1% w luym 1998 r., do ±12,5% w paźdzernku 1998 r. oraz do ±15% w marcu 1999 r., podczas gdy mesęczne empo dewaluacj złoego ulegało dalszemu obnżenu z 1,2% w luym 1995 r. do,3% w marcu 1999 r.. W sycznu 1999 r. Narodowy Bank Polsk przyjął sraegę średnookresowego celu nflacyjnego, zmerzając do obnżena nflacj ponżej 4% w grudnu 23 r. Całkowe upłynnene kursu złoego nasąpło 12 kwena 2 r. Skueczna realzacja średnookresowego celu nflacyjnego spowodowała, że w 23 r. NBP wprowadzł cągły cel nflacyjny na pozome 2,5% z dopuszczanym pasmem wahań ±1 pk proc. Szczurek 211. Od syczna 199 r. Czechosłowacja sosowała polykę sałego kursu z przedzałem odchyleń ±,5% wobec koszyka walu. Do 31 grudna 1992 r. Narodowy Bank Czech CNB ne dokonał jednak sonych zman w prowadzenu polyk penężnej. Dopero w luym 1996 r. koryarz wahań kursu korony czeskej CZK zosał rozszerzony do ±7%, a dodakowym celem sała sę konrola podaży penądza M2. W dnu 15 maja 1997 r. nasąpła gwałowna deprecjacja CZK, będąca skukem jedynego w regone aaku spekulacyjnego. W konsekwencj Narodowy Bank Czech zosał zmuszony do wprowadzena kursu płynnego kerowanego, co nasąpło 26 maja 1997 r. Dodakowo, w grudnu 1997 r. ofcjalne wprowadzono sraegę bezpośrednego celu nflacyjnego spójną z upłynnenem kursu Josfds n W począkowym okrese celem było sprowadzene nflacj neo do przedzału 5,5 6,5% w grudnu 1998 r., 4 5% w grudnu 1999 r. oraz 3,5 5,5% w grudnu 2 r. W kwenu 1999 r. bank cenralny usanowł długookresowy cel dla nflacj neo w przedzale 1 3% na konec 25 r. Z kole w kwenu 2 r. CNB usalł cel na pozome 2 4% na konec 21 r. Długookresowa sraega zmenła sę jednak w kwenu 21 r. Narodowy Bank Czech zasąpł wówczas wskaźnk nflacj referencyjnej wskaźnkem CPI. Usanowono pasmo dla celu nflacyjnego: od 3 5% w sycznu 22 r. do 2 4% w grudnu 25 r. W sycznu 26 r. ogłoszono nowy cel dla nflacj CPI na pozome 3% z przedzałem wahań ±1 pk proc., obowązujący do grudna 29 r. Z kole w marcu 27 r. bank cenralny zdecydował sę na obnżene celu do 2%, z zachowanem doychczasowego pasma wahań, począwszy od syczna 21 r. CNB 213. W laach polyka penężna Węger była nakerowana na sablzację kursu waluowego wobec koszyka walu, w celu zakowczena oczekwań nflacyjnych w syuacj braku warygodnych władz monearnych. Jednak ze względu na narasane presj nflacyjnej koneczne sało sę przywrócene konkurencyjnośc gospodark w wynku przeprowadzena dewaluacj cenralnego paryeu adjusable peg. W laach mały mejsce 23 dewaluacje MNB 213 wobec koszyka walu. W marcu 1995 r. wprowadzono pełzający przedzał wahań crawlng band o szerokośc ±2,25%. Sukcesywne obnżano ponado mesęczne empo dewaluacj: z 1,9% w marcu 1995 r. do,2% w kwenu 21 r. Pełzające dewaluacje zosały zakończone w paźdzernku 21 r. W maju 21 r. wprowadzono kurs sały z przedzałem wahań ±15% oraz cenralnym paryeem 1 EUR = 276,1 HUF sysem bardzo podobny do mechanzmu ERM II. W 23 r. Narodowy Bank Węger MNB dokonał jednorazowej 2 Pommo wcześnejszego rozszerzena pasma dopuszczalnych wahań narasająca przez laa presja nflacyjna powodowała realną aprecjację korony. Proces en, w połączenu z empem wzrosu płac znaczne przekraczającym empo wzrosu produkywnośc, doprowadzł do uray konkurencyjnośc przez czeską gospodarkę. Dodakową presję na osłabene waluy wywerał slny wzros defcyu w obroach beżących oraz zby ekspansywna polyka fskalna. Czynnkem, kóry uruchomł kryzys waluowy, prawdopodobne był jednak efek zarażena wywołany aakem spekulacyjnym na ajskego baha, dokonanym klka dn wcześnej Begg 1998.

11 Funkcjonowane kanału kursowego 235 dewaluacj paryeu do 282,36 HUF. Całkowe upłynnene kursu forna nasąpło dopero 26 luego 28 r. od ego czasu MNB sosuje sraegę kursu płynnego kerowanego managed floa. Dzęk emu bank cenralny mógł zrezygnować ze sraeg slnych zman sóp procenowych, nakerowanej na urzymane kursu forna wewnąrz usalonego przedzału wahań. Co węcej, oczekwana aprecjacja HUF ogranczyła koneczność podnoszena sóp w celu ogranczena presj nflacyjnej. Ponado podwójny cel banku cenralnego bezpośredn cel nflacyjny oraz sały kurs waluowy był nezwykle rudny do osągnęca zagrażał warygodnośc MNB Zocan 29. Węgry przyjęły sraegę celu nflacyjnego w czerwcu 21 r., określając cele na grudzeń 21 r. 7% ± 1 pk proc. oraz grudzeń 22 r. 4,5% ± 1 pk proc.. Nasępne co roku usanawano nowe cele nflacyjne na co najmnej dwa laa wprzód 4,5% ± 1 pk proc. na grudzeń r., 4% ± 1 pk proc. na grudzeń 25 r. oraz 3,5% ± 1 pk proc. na grudzeń 26 r.. W serpnu 25 r. Narodowy Bank Węger przyjął cągły, średnookresowy cel nflacyjny na pozome 3%, począwszy od 27 r. MNB 213. Należy zaznaczyć, że omówone zmany w polyce penężnej krajów CEE-3 były nejednoczesne oraz rozłożone w czase. Wdrażane sraeg bezpośrednego celu nflacyjnego oraz komplemenarnego wobec nej upłynnena kursu waluowego w Czechach zakończyło sę dwa laa wcześnej nż w Polsce aż 1 la wcześnej nż na Węgrzech. Opsany proces ewolucj polyk penężnej sone zwększył warygodność władz monearnych, wsperając proces deznflacj oraz późnejszą sablzację cen na nskm pozome por. wykres 1. Jak wdać w abel 1, proces en przebegał najefekywnej w Czechach przykładowo, średnoroczna nflacja na pozome ponżej 1% zosała osągnęa po raz perwszy w 1995 r. W Polsce nasąpło o w 1999 r., naomas na Węgrzech w 2 r. Rezygnacja przez bank cenralne ze sraeg konrol podaży penądza na rzecz bezpośrednego celu nflacyjnego spowodowała, że podsawowym nsrumenem polyk penężnej sała sę krókoermnowa sopa procenowa Sławńsk 211. Co ważne, konrola sóp procenowych jes o wele prossza, a akże bardzej przejrzysa dla władz monearnych, gospodarsw domowych, przedsęborsw oraz rynków fnansowych Szpunar 2. Skueczny proces deznflacj umożlwł bankom cenralnym Polsk, Czech oraz Węger sopnowe obnżane nomnalnych sóp procenowych, sanowących podsawowy nsrumen prowadzena polyk penężnej. Na szczególną uwagę zasługują slne zmany sóp procenowych sęgające klkuse punków bazowych dokonywane przez Narodowy Bank Węger. Ich celem było urzymane kursu waluowego w obowązującym przedzale wahań. Vonnák 21 pokazał, że reakcja MNB na nagłą deprecjację forna była szybsza slnejsza nż w przypadku wysąpena analogcznego szoku w Czechach lub Polsce. Ne zmenło sę o po wprowadzenu sraeg bezpośrednego celu nflacyjnego w 21 r. Śwadczy o o nezmennośc preferencj węgerskego banku cenralnego w zakrese sablzacj kursu forna oraz o dużej wrażlwośc polyk penężnej na wahana kursowe. Co ważne, skala aprecjacj forna po zaosrzenu polyk penężnej przez MNB była podobna do reakcj korony czeskej złoego. W rezulace MNB ne osągał wększej sablnośc cen nż CNB NBP. Zmany sóp procenowych były bowem zby słabe, aby słumć mpuls nflacyjny ze srony cen mporu. Edwards 26 zauważył ponado, że bank cenralne w krajach, kóre w przeszłośc charakeryzowały sę wysoką nesablną nflacją, mają endencję do uwzględnana explce wahań nomnalnego kursu w swojej funkcj reakcj. Mogło o równeż wysąpć na Węgrzech, kóre mały wększe rudnośc z przeprowadzenem skuecznej deznflacj nż Polska Czechy. Jak wspomnano, Taylor 2 zdenyfkował dodaną korelację pomędzy słą efeku pass- -hrough a zmennoścą kursu waluowego. Na wykrese 2 wdać, że waluą charakeryzującą sę

12 236 M. Anoszewsk najwększą zmennoścą w regone CEE-3 w laach był złoy. Długookresowa zmenność kursu, defnowana jako odchylene sandardowe dzennych sóp zwrou w rozparywanym okrese, okazała sę najwększa w przypadku złoego,62% o 38% przewyższyła zmenność korony czeskej,45% oraz o 19% zmenność forna,52%. Zblżone rezulay orzymal Bańbuła n Jak wdać w abel 2, złoy odgrywa zdecydowane najwększą rolę w ransakcjach na rynku waluowym. Dzenne obroy na rynku złoego w 21 r. były dwukrone wększe nż na rynku forna oraz czerokrone wększe nż na rynku korony. W konsekwencj rynek złoego odznacza sę najwyższą płynnoścą spośród analzowanych walu. Z ego względu zakup sprzedaż złoego sanow dla nwesorów zagrancznych najprosszy sposób zajęca długej krókej pozycj w uchodzących za ryzykowne akywach ulokowanych w Europe Środkowo-Wschodnej. Złoy jes węc aproksymaną dla walu regonu CEE, co znaczne zwększa zmenność jego kursu Ceńsk, Ross 212. Z abel 3 wynka ponado, że wolumen obroów na rynku złoego jes najwększy spośród obroów na rynkach rozparywanych walu, bez względu na rodzaj analzowanego nsrumenu. Isoną rolę w kszałowanu efeku pass-hrough odgrywa równeż owarość gospodark, szczególne w konekśce wpływu wahań kursowych na ceny mporu w relaywne małych gospodarkach Babecká-Kucharčuková 29. Bussère Pelonen 28 wykazal, że wyższy udzał mporu w PKB powoduje, że zmany kursu slnej oddzałują na krajowe procesy nflacyjne. Soo Selave 23 swerdzl, że mnejszej owarośc gospodark na wymanę handlową owarzyszy słabszy efek pass-hough dla cen dóbr mporowanych, co unemożlwa powerdzene hpoezy PPP. Z abel 4 wynka, że w cągu osanch klkunasu la polska gospodarka była najmnej owara spośród krajów CEE-5. W 212 r. sosunek wolumenu handlu zagrancznego do PKB w Polsce był nższy nż w Czechach na Węgrzech odpowedno o 59 9 pk proc. W osanch laach badana nad efekem pass-hrough w gospodarkach wschodzących prowadzl: Berne Bjserbosch 29; Bussère Pelonen 28; Ca Zorz, Hahn Sánchez 27; Darvas 21; Ho McCauley 23; Mhaljek Klau 21 oraz Mhaljek Klau 28. Wymenone prace doyczyły jednak całej kaegor emergng markes. Analzę wyłączne rzech krajów Europy Środkowo-Wschodnej: Polsk, Czech Węger, przeprowadzł jedyne Vonnák A nalza em pryczna pass-hrough k ursu w aluowego po równane Polsk, Czech Węger 4.1. Charakerysyka wykorzysanych danych Do skonsruowana modelu wykorzysano nasępujący zesaw zmennych o częsolwośc mesęcznej w nawase podano źródła danych: cp: wskaźnk cen dóbr usług konsumpcyjnych OECD, d: produkcja w przewórswe przemysłowym Eurosa, e: nomnalny efekywny kurs waluowy BIS, : jednomesęczna sopa rynku penężnego Eurosa, mp: wskaźnk cen mporu CZSO, GUS, KSH, pp: wskaźnk cen produkcj sprzedanej przemysłu na rynku krajowym Eurosa,

13 Funkcjonowane kanału kursowego 237 s: średna arymeyczna cen rzech gaunków ropy nafowej: Daed Bren, Wes Texas Inermedae oraz Duba Faeh MFW. Określając zakres danych wykorzysywanych w analze ekonomerycznej gospodarek wschodzących, należy uwzględnć dwe kwese. Z jednej srony krósze szereg czasowe prawdopodobne są wolne od zman srukuralnych zachodzących w ych gospodarkach. Z drugej srony mnejsza lczba obserwacj ograncza lczbę sopn swobody w budowanym modelu. Dane dla Polsk Czech obejmują zaem okres od syczna 2 r. do grudna 212 r. W przypadku Węger analza rozpoczyna sę od syczna 23 r. wskuek braku dosępnośc danych doyczących cen mporu za wcześnejszy okres. W celu zapewnena porównywalnośc danych wszyske szereg czasowe wyrażono jako ndeksy jednopodsawowe, przypsując warość 1 średnej mesęcznej za 21 r. Aby unknąć powelana wzorca sezonowośc zaobserwowanego w roku bazowym, przyjęo jako punk odnesena przecęny pozom w danym roku, a ne w wybranym mesącu Bloem, Dppelsman, Maehle 21. W przypadku kursu waluowego dokonano ponado jego przeskalowana, j. wzros spadek warośc ndeksu oznacza deprecjację aprecjację waluy Burda, Wyplosz 212. Nasępne za pomocą procedury Tramo/Seas w programe Demera UN 29 oczyszczono szereg czasowe, usuwając z nch nasępujące składnk: ze zmennej cp: wahana sezonowe oraz szok losowe, ze zmennej d: efek różnej lczby dn roboczych, wahana sezonowe oraz szok losowe, ze zmennej e: szok losowe, ze zmennej : szok losowe, ze zmennej mp: szok losowe, ze zmennej pp: szok losowe, ze zmennej s: szok losowe. W dalszej kolejnośc przekszałcono zmenne do posac logarymcznej w celu ogranczena zakresu ch zmennośc. Zasosowane podejśce jes uprawnone, gdyż perwsze różnce logarymów sanową dobre przyblżene mesęcznych dynamk wyjścowych zmennych, zgodne z formułą: x ln x = ln x ln x = ln = ln1 r r 1 1 x 1 W modelu wykorzysano dane o częsolwośc mesęcznej, a ne kwaralnej, poneważ wększa częsolwość danych umożlwa bardzej kompleksową analzę zjawsk charakeryzujących sę znaczną dynamką w krókm okrese. Resrykcje nakładane na paramery modelu, doyczące braku naychmasowych powązań pomędzy poszczególnym zmennym, mogłyby ne być zasadne w sosunku do danych kwaralnych. Ponado dane mesęczne umożlwają wykorzysane wększej lczby obserwacj zwększają lczbę sopn swobody w budowanym modelu. Esymacja paramerów modelu oraz wszyske esy saysyczne zosały wykonane za pomocą pakeów ekonomerycznych EVews oraz JMulT. W celu unknęca zjawska regresj pozornej w procese modelowana należy ponado wykorzysywać zmenne sacjonarne. Model opary na nesacjonarnych szeregach czasowych może bowem sugerować wysępowane saysyczne sonej zależnośc pomędzy rozparywanym zmennym, pommo braku wążącej je relacj przyczynowo-skukowej. Problem nesacjonarnośc doyczy wększośc kaegor makroekonomcznych. Należy przy ym rozróżnć nesacjonarność wynkającą z snena rendu w danym procese sochasycznym rendosacjonarność oraz wynkającą z snena rendu socha-

14 238 M. Anoszewsk sycznego. W perwszym przypadku nesacjonarnośc można unknąć dzęk elmnacj rendu deermnsycznego z danego szeregu czasowego UN 29, w drugm naomas dzęk jego różncowanu, zgodne z formułą: y = y y 1 2 Jedno przeprowadzene opsanej powyżej operacj pozwala zazwyczaj orzymać zmenne sacjonarne Welfe 23. Do weryfkacj hpoezy o wysępowanu nesacjonarnośc j. obecnośc perwaska jednoskowego wykorzysano rozszerzony es Dckeya-Fullera ADF o nasępującej posac: y = c D φy 1 αj y j ε 3 p 1 Σ j = 1 Jego hpoeza zerowa zakłada nesacjonarność H : φ =, a hpoeza alernaywna sacjonarność analzowanej zmennej H 1 : φ <. W abelach 5 7 przedsawono wynk esu perwaska jednoskowego. Posać saysyk esowej zosała uzależnona od sonośc paramerów owarzyszących sałej c oraz rendow deermnsycznemu D. W przypadku wszyskch zmennych ne było podsaw do odrzucena hpoezy zerowej o wysępowanu perwaska jednoskowego oblczone warośc bezwzględne saysyk esowych były nższe od odpowadających m warośc kryycznych. Poneważ dla logarymów analzowanych zmennych ne swerdzono saysycznej sonośc rendu deermnsycznego, przyjęo, że charakeryzuje je przyrososacjonarność. W dalszej kolejnośc esowano węc nesacjonarność perwszych przyrosów. Tym razem wynk esów sugerowały koneczność odrzucena hpoezy zerowej o nesacjonarnośc w przypadku wszyskch badanych zmennych. Analzowane szereg czasowe dla wszyskch rzech pańsw należy zaem uznać za przyrososacjonarne, znegrowane w sopnu perwszym. Powoduje o koneczność wykorzysana w modelowanu ch przyrosów logarymcznych. Model VAR opary na przyrosach zmennych ne może jednak zosać wykorzysany bez denyfkacj zależnośc długookresowych, j. przeprowadzena analzy konegracj. Temayka a zosała szeroko omówona w pracach Engle a Grangera 1987 oraz Johansena W przypadku wykryca relacj konegrujących należałoby sę posłużyć modelem w posac wekorowej koreky błędem VECM. Esymacja modelu VAR dla perwszych różnc zmennych może bowem prowadzć do neprawdłowej specyfkacj modelu w przypadku wysępowana konegracj Majserek, Welfe 213. Innym rozwązanem mogłoby być wykorzysane modelu VAR z resrykcją konegracj Juselus 26. Model VECM przyjmuje nasępującą posać ogólną: p 1 Σ y Πy = Γ y ε = 1 1 = 1 4 gdze Π = p Σ = 1 A _ I, _ Σ p = A j j= 1 Tesowane konegracj zmennych sprowadza sę do badana rzędu macerzy П, równego lczbe wekorów konegrujących. W ym celu wykorzysano es najwększej warośc własnej Johansena, kórego procedura ma charaker eracyjny. Dla K zmennych endogencznych maksymalny rząd ko-

15 Funkcjonowane kanału kursowego 239 negracj wynos K 1. Hpoeza zerowa zakłada brak rzędu konegracj wyższego nż rozparywany H : rk Π = r, r =,, K 1. Z kole według hpoezy alernaywnej lczba wekorów konegrujących jes wększa o co najmnej 1 H 1 : rk Π > r. Procedura esowana jes powarzana do momenu swerdzena braku podsaw do odrzucena hpoezy zerowej. Tabela 8 prezenuje zborcze wynk dla rzech rozparywanych zesawów zmennych. Sugerują one brak podsaw do odrzucena hpoezy zerowej Σo braku relacj konegrujących w każdym z rzech przypadków na pozome sonośc α = 5%. W zwązku z ym VAR dla różnc zmennych ne może być uznany za obcążony. McCarhy 1999, do kórego pracy w najwększym sopnu nawązuje prowadzona analza, zdenyfkował wprawdze obecność klku wekorów konegrujących w analzowanych zborach danych, jednak śwadome zrezygnował z esymacj modelu VECM. Podjęą decyzję uzasadnł bardzo powolnym dzałanem mechanzmu koreky błędem, nerzuującym na będące przedmoem zaneresowana krókookresowe zależnośc pomędzy kursem waluowym a wskaźnkam cen. Z kole Marce 25 argumenował, że różncowane zmennych nesacjonarnych gwaranuje orzymane szeregów sacjonarnych dla nemal wszyskch kaegor będących przedmoem zaneresowana ekonom. Procedura a sanow węc lepsze rozwązane nż esymacja modelu VAR wykorzysująca zmenne nesacjonarne. Operowane na przyrosach zmennych jes w jego opn wygodnejsze ne wymaga przyjmowana dość resrykcyjnych założeń doyczących procesów sochasycznych generujących rozparywane szereg czasowe Ops wykorzysanego modelu SVAR W analze emprycznej efeku pass-hrough wykorzysano modele wekorowej auoregresj VAR. Zyskały one popularność wskuek narasającej kryyk welorównanowych model srukuralnych, kórym zarzucano arbralny podzał zmennych na endo- oraz egzogenczne, narzucane ex ane posac dynamcznej oraz zerowych resrykcj na paramery w celu denyfkacj sysemu, a akże słabe własnośc prognosyczne. W ym konekśce modele VAR są zgodne z posulaam Smsa 198, doyczącym rezygnacj z rozróżnena a pror pomędzy zmennym endo- egzogencznym, nenakładana zerowych resrykcj na wybrane paramery, a akże zapewnana bogaej specyfkacj dynamcznej. Modele wekorowej auoregresj umożlwają nearbralne badane własnośc dynamcznych welowymarowych szeregów czasowych dzęk uwzględnanu powązań pomędzy analzowanym zmennym, co umożlwa esowane wszelkego rodzaju hpoez ekonomcznych. Model VAR złożony z N zmennych o rzędze opóźnena P oraz z wekora wyrazów wolnych przyjmuje nasępującą posać: P Σ y = A Ap y p ε 5 p=1 [ ] T, [ ] T gdze y = y1 y2 yn ε = ε1 ε2 ε, N A sanow wekor wyrazów wolnych, a macerze Ap, p = 1, 2,, P opsują wpływ p-ego opóźnena wekora y na beżące warośc jego elemenów. Z prakycznego punku wdzena pożądane jes jednak uwzględnene beżących powązań pomędzy zmennym w celu nadana modelow VAR nerpreacj ekonomcznej. Celow emu służy zapsane

16 24 M. Anoszewsk modelu VAR w posac srukuralnej SVAR. Jego wzór ogólny przyjmuje z kole nasępującą posać: Σ P p=1 A ' y = A' A' p y B' ε 6 p Macerz A' określa równoczesne zależnośc mędzy zmennym worzącym wekor y, a macerz B' deermnuje relacje łączące poszczególne składnk losowe. Bezpośredna esymacja ak zapsanego modelu SVAR sprawa jednak wele rudnośc wskuek problemu z denyfkowalnoścą poszczególnych równań modelu 6. Jego paramery można zaem oszacować dopero po zapsanu modelu w posac zredukowanej VAR: y 1 1 Σ P 1 = A' A' A' A' p y p A' B' ε 7 p=1 W konsekwencj wekor składnków losowych przyjmuje posać η = A ' 1 B' ε. Zakłada sę wzajemne neskorelowane składnków losowych oraz orogonalność ch macerzy warancj-kowarancj: ε ~ N, Σ. Możlwa jes zaem ekonomczna nerpreacja poszczególnych składnków losowych, kóre zyskały mano szoków srukuralnych. W celu uzyskana denyfkowalnośc wymagane jes nałożene resrykcj na paramery modelu SVAR. Ich lczba równa jes różncy pomędzy lczbą paramerów w modelu 6 oraz 5. Dla modelu zawerającego N zmennych endogencznych wynos ona 1,5 N 2 _, 5N. Proces en określany jes manem denyfkacj modelu Enders 29. W rozparywanym przypadku przeprowadzono denyfkację rekursywną, wykorzysując w ym celu dekompozycję Choleskego. Wymaga ona odpowednego uszeregowana zmennych należy rozpocząć od zmennej, kórej beżąca warość ne zależy od żadnej z pozosałych zmennych, skończyć na zmennej o warośc sanowącej funkcję beżących realzacj wszyskch pozosałych zmennych endogencznych modelu. Zakłada sę, że dla każdego k < l y k jes zmenną objaśnającą y 1, a neopóźnona zmenna y 1 ne wysępuje w równanu zmennej y k. Zgodne z koncepcją łańcucha dysrybucj zmenne zosały uszeregowane w nasępujący sposób: s d e mp pp cp Przedsawony powyżej schema denyfkacj opera sę na nasępujących założenach: surowcowy szok podażowy s jes całkowce auonomczny, gospodarka realna d odznacza sę naychmasową reakcją na szok zewnęrzne s, polyka penężna wpływa na sferę realną d z opóźnenem, kurs waluowy e kszałowany jes w dużej merze przez ransakcje carry rade, wahana kursu waluowego e wywerają naychmasowy wpływ na kolejne wskaźnk cen mp, pp, cp wysępujące w łańcuchu dysrybucj. Waro nadmenć, że schema denyfkacj rekursywnej sosowany jes w wększośc prac pośwęconych pass-hrough kursu waluowego Ca Zorz, Hahn, Sánchez 27; Hahn 23; McCarhy W nawązanu do modelu 6 zaproponowany schema denyfkacj przyjmuje nasępującą formę:

17 Funkcjonowane kanału kursowego 241 [ s d e mp pp cp ] T s d e mp pp cp y = = [ ] T ε ε ε ε ε ε ε ε A ' = 1 B ' = Dodakowo zdenyfkowano obserwacje neypowe oulers w przypadku przewórswa przemysłowego w Polsce na Węgrzech odpowedno w lsopadze oraz grudnu 28 r. Można je przypsać gwałownemu spadkow akywnośc w gospodarce realnej, kóry nasąpł wskuek bankrucwa banku Lehman Brohers we wrześnu 28 r. Z ego względu należało uzupełnć modele o odpowedne zmenne zero-jedynkowe. Do modelu gospodark polskej wprowadzono zmenną nov-8, przyjmującą warość 1 w lsopadze 28 r. oraz w pozosałych mesącach. Z kole dla gospodark węgerskej model uzupełnono zmenną dec-8, przyjmującą warość 1 w grudnu 28 r. oraz w pozosałych mesącach Wynk esymacj oraz esy specyfkacj modelu Procedurę wyboru rzędu opóźnena model rozpoczęo od sprawdzena wskazań kryerów nformacyjnych, sosując sę do wskazań kryerum Akake a AIC, mnej resrykcyjnego w ogranczanu rzędu opóźnena. Wynkało o z chęc zapewnena sosunkowo bogaej posac dynamcznej modelu. Spodzewano sę bowem znacznego rozłożena w czase wpływu wahań kursowych na procesy nflacyjne, a akże zwązanej z ym slnej auokorelacj składnka losowego przy wyborze nższego rzędu opóźnena. Uzyskane wynk lusruje abela 9. W przypadku wykryca auokorelacj składnka losowego zwększano rząd opóźnena aż do wyelmnowana auokorelacj. W ym celu wykorzysano es LM Breuscha-Godfreya na auokorelację składnka losowego, kóry przyjmuje nasępującą posać: ε = B ε B ε B ε η Hpoeza zerowa esu zakłada brak auokorelacj H : B 1 = B2 = = BP =, naomas hpoeza alernaywna mplkuje wysępowane auokorelacj rzędu P H 1 : B 1 B2 BP. Osaeczne wybrano rzędy opóźneń w modelach dla Polsk, Czech Węger na pozome, odpowedno, 6, 5 oraz 4. Warośc saysyk esu LM wraz z odpowadającym m grancznym pozomam sonośc p przedsawa abela 1. Zbadano równeż możlwość wysąpena efeku ARCH, wykorzysując w ym celu weloczynnkowy es ARCH LM o posac: P P

18 242 M. Anoszewsk ' ' vech û û = B B vechû û B vechû û B vechû û ε Q Q Q Hpoeza zerowa esu zakłada w ym przypadku brak efeku ARCH H : B 1 = B2 = = BQ = hpoeza alernaywna zakłada naomas wysępowane efeku ARCH rzędu Q H 1 : B 1 B2 BQ. Warośc saysyk esu LM wraz z odpowadającym m grancznym pozomam sonośc p prezenuje abela 11. Na pozome sonośc α = 5% ne ma podsaw do odrzucena hpoezy zerowej o braku efeku ARCH dla wszyskch rzech rozparywanych model. Należy nadmenć, że spełnene założena o normalnośc rozkładu składnków losowych ne jes nezbędne do przeprowadzena esów specyfkacj, poneważ paramery analzowanych model zosały oszacowane za pomocą meody najmnejszych kwadraów na podsawe dużych prób n > 3. W akej syuacj saysyk esowe mają asympoyczne pożądane rozkłady Tomczyk 29. W celu poprawy jakośc modelu nałożono dodakowo resrykcje zerowe na warośc wybranych paramerów modelu, wykorzysując w ym celu procedurę sequenal elmnaon of regressors SER, dosępną w programe JMulT. Polega ona na sekwencyjnej elmnacj z modelu ych zmennych, kórych usunęce prowadz do najwększego zmnejszena warośc wybranego kryerum nformacyjnego w rozparywanym przypadku AIC, aż do momenu, gdy dalsza redukcja przesaje być możlwa Lükepohl, Kräzg 24. Wykresy 3 8 przedsawają modele VAR wraz z oszacowanym w procese srukuralzacj macerzam B'. ' ' 4.4. Funkcje reakcj na mpuls pomar sły efeku pass-hrough W celu pomaru sły efeku pass-hrough skonsruowany model SVAR zosał wykorzysany do przeprowadzena symulacj makroekonomcznych za pośredncwem analzy dynamcznych reakcj zmennych z wekora y na szok srukuralne. Przeanalzowano zmany warośc y, = 1, 2,, N w kolejnych okresach y, k, k =,1, w reakcj na jednoskowy mpuls εj, k = 1. Opsane narzędze nos nazwę funkcj reakcj na mpuls mpulse response funcon, IRF Rubaszek 212: y IRFk j = 1 ε Z kole łączna funkcja reakcj w okrese k zmennych worzących wekor y na mpuls pochodzący z wekora składnków losowych przyjmuje posać: j, k y IRF k = 11 ε Oblczene warośc funkcj reakcj na mpuls wymaga rozważena modelu SVAR w posac wekorowej średnej ruchomej z neskończonym rozkładem opóźneń Σ SVMA 3 : k y = μ Σ Ψk ε k 12 k = 3 Jes o dzałane uprawnone, poneważ analze podlegają zmenne sacjonarne.