Czy prowadzona polityka pieniężna jest skuteczna? Jaki ma wpływ na procesy

Transkrypt

1 Dobromił Serwa Reakcje rynków finansowych na szoki w poliyce pieniężnej.. Wsęp Czy prowadzona poliyka pieniężna jes skueczna? Jaki ma wpływ na procesy ekonomiczne zachodzące w kraju? Czy jes ona równie efekywna dla krajów rozwinięych i rozwijających się? Jaką rolę w ransmisji decyzji doyczących poliyki pieniężnej odgrywają rynki finansowe? Te pyania, sawiane przez władze monearne, ekonomisów i poliyków w Polsce, sanowią ważny elemen dyskusji o rozwoju gospodarczym naszego kraju. Analiza empiryczna opara na modelu ekonomicznym pozwala precyzyjnie odpowiedzieć na niekóre z nich. Poliyka pieniężna jes skueczna wedy, gdy isonie wpływa na syuację gospodarczą w kraju. Ponieważ o rynki finansowe najszybciej reagują na informacje doyczące bieżącej syuacji ekonomicznej, a ich indeksy służą częso jako wskaźniki koniunkury dla różnych sekorów gospodarki, dlaego podsawowym problemem analizy skueczności poliyki pieniężnej jes ocena wpływu ej poliyki na zachowanie rynków finansowych. Jednym z głównych narzędzi wykorzysywanych przez władze monearne do serowania procesami gospodarczymi jes referencyjna sopa procenowa, kórej zmiany określają bieżący kierunek poliyki piniężnej. Dla Polski sopą referencyjną była w laach usalana przez Radę Poliyki Pieniężnej (RPP) minimalna renowność 8-dniowych bonów pieniężnych, wykorzysywanych w operacjach owarego rynku. Poziom oraz zmiany sopy referencyjnej por. np. RPP, 998. Od grudnia 00 roku sopa referencyjna określa minimalną renowność 4-dniowych operacji owarego rynku. Inne podsawowe sopy procenowe usalane przez Radę Poliyki Pieniężnej Narodowego Banku Polskiego o: oprocenowanie kredyu

2 oddziałują bezpośrednio głównie na międzybankowy rynek pieniężny oraz na rynek kapiałowy, a poprzez nie na inne działy gospodarki. Niniejsza praca doyczy empirycznego badania wpływu zmian poziomu sopy referencyjnej na indeksy różnych insrumenów finansowych noowanych na rynku pieniężnym, waluowym i kapiałowym w Polsce. Sprawdzono mianowicie, czy zmiany sopy procenowej powodują isone reakcje insrumenów finansowych na ych rynkach oraz oszacowano kierunek i siłę oddziaływań szoków monearnych na zmienne finansowe. Dokonano próby odpowiedzi na pyania, w jakim sopniu ograniczona jes efekywność podsawowych sóp procenowych jako narzędzia poliyki piniężnej i jak wypada skueczność ego narzędzia w Polsce na le krajów lepiej rozwinięych. Analiza empiryczna polega na dobraniu odpowiednich miar szoków w poliyce monearnej oraz na zweryfikowaniu ich wpływu na wybrane indeksy finansowe za pomocą modeli ekonomerycznych. Wyniki przeprowadzonego badania nie ylko mają podsawowe znaczenie dla oceny skueczności poliyki pieniężnej, ale dają akże pewne wskazówki umożliwiające władzom monearnym podejmowanie efekywnych decyzji ekonomicznych. Ponado precyzyjne oszacowanie kierunku i skali oddziaływania zmian sóp procenowych na ceny noowanych walorów pozwala uczesnikom rynków finansowych podejmować racjonalne decyzje inwesycyjne, a czasami umożliwia uzyskiwanie ponadprzecięnych zysków (por. Rigobon i Sack, 00). W nasępnym rozdziale zaprezenowano najważniejsze indeksy badanych rynków finansowych. Opis eoreycznego zachowania się indeksów finansowych po zmianach oficjalnych sóp procenowych zawaro w rozdziale rzecim. W rozdziale czwarym lombardowego, sopa redyskona weksli, sopa kredyu refinansowego, sopa depozyowa, a akże sopy rezerwy obowiązkowej. Na przykład koszem graczy, kórzy nie znają wyników ego badania.

3 przedsawiono meody badań empirycznych, a wyniki analizy rynku polskiego opare na ych meodach w rozdziale piąym. Pracę kończy podsumowanie.. Rynki Finansowe W pracy skoncenrowano uwagę na rzech rodzajach rynków finansowych, zn. na rynku pieniężnym, rynku kapiałowym i rynku waluowym. Na międzybankowym rynku pieniężnym w Polsce noowane są oprocenowania depozyów i pożyczek, jakie oferują banki innym bankom. Na podsawie średnich noowań z począku dnia obliczane są warości indeksów dziennych, kóre publikuje Narodowy Bank Polski w połowie dnia. W Polsce podsawowymi indeksami rynku międzybankowego są WIBOR i WIBID. Indeks WIBOR oznacza średnie oprocenowanie przy jakim banki oferują pożyczki w polskiej walucie innym bankom na określony okres. WIBID jes naomias indeksem średniego oprocenowania depozyów oferowanym przez banki na wyznaczony ermin. Okresy, na kóre można pożycza się pieniądze na międzybankowym rynku pieniężnym mieszczą się zwykle w przedziale od dnia do roku. Inwesycje na ym rynku mają zaem charaker krókoerminowy. Insrumeny długoerminowe noowane są na rynku kapiałowym (Polański, 00). Przy analizowaniu opłacalności inwesycji długoerminowych ważne jes poznanie renowności obligacji skarbowych o sałym oprocenowaniu. Oprocenowanie ych walorów odzwierciedla oczekiwania rynków finansowych doyczące poliyki pieniężnej w długim okresie. Dzienne noowania niekórych obligacji publikowane są przez Warszawską Giełdę Papierów Warościowych (WGPW), am bowiem odbywa się handel obligacjami, w kórym brać udział Najdokładniej e oczekiwania odzwierciedlają noowania obligacji zerokuponowych. Rynek ych obligacji w laach nie był jeszcze wysarczająco rozwinięy do przeprowadzenia opisanej w pracy analizy zdarzeń ylko na ich podsawie.

4 mogą inwesorzy indywidualni, przedsiębiorswa i insyucje finansowe (NBP, 00, s. 7-5). W badaniu empirycznym wykorzysane są dane hisoryczne noowań obligacji dwulenich, pięciolenich i dziesięciolenich na WGPW oraz wszyskie podsawowe indeksy krókoerminowych sóp procenowych noowanych na rynku międzybankowym. 4 Baromerem ogólnej syuacji finansowej przedsiębiorsw są ceny ich akcji noowane na giełdzie. Dlaego w lieraurze ekonomicznej ważną rolę odgrywają opisy inerakcji zachodzących między poliyką monearną a cenami akcji (por. np. Thorbecke, 997). Większość doychczasowych badań ego ypu doyczyła krajów rozwinięych. Ineresujące jes zaem sprawdzenie wpływu zmian sóp procenowych na ceny akcji w kraju będącym w okresie ransformacji. Do analizy empirycznej wykorzysano najważniejsze indeksy giełdy warszawskiej WIG, WIG0 i indeks spółek związanych z nowymi echnologiami TECHWIG (por. opisy na sronach inerneowych giełdy Na Giełdzie Papierów Warościowych noowane są akże insrumeny erminowe fuures opare na na indeksach WIG0 i TECHWIG. Odpowiedź na pyanie, kóre insrumeny giełdowe najsilniej reagują na zmiany wysokości sóp procenowych możliwa jes po inerpreacji wyników obliczeń przedsawionych w rozdziale 5. Osanim badanym rynkiem finansowym jes międzybankowy rynek waluowy. Na ym rynku dokonywana jes główna część ransakcji kupna i sprzedaży obcych walu. W pracy zbadano wpływ poliyki pieniężnej na zmiany kursu złoego do dolara amerykańskiego. Dolar na polskim rynku waluowym jes walua bazową, zn. aką, względem kórej obliczane są kursy złoego do innych walu. Na przykład, ważny ze względu na poziom wymiany handlowej z krajami Unii Europejskiej kurs waluy euro obliczany jes na podsawie kursów 4 Mimo że udział WGPW w obroach obligacjami jes niewielki, o brak dosępnych noowań z rynku międzybankowego zmusza do wykorzysania danych giełdowych. 4

5 złoego do dolara i dolara do euro. Zarówno na rynku giełdowym jak i międzybankowym noowane są ceny insrumenów pochodnych oparych na akualnym (kasowym) kursie waluowym. Możliwe jes więc porównanie reakcji na szoki w poliyce pieniężnej ej części rynku giełdowego i międzybankowego, kóra doyczy ransakcji waluowych.. Zmiany poziomu sopy referencyjnej Przeważająca część lieraury wskazuje na isony wpływ zmian poziomu sopy referencyjnej na krókoerminowe rynkowe sopy procenowe. Kierunek zmian obu insrumenów jes idenyczny, co świadczy o skueczności władz monearnych w kszałowaniu krókookresowych oczekiwań rynków finansowych (Kasprzak, 00, s. 69). Trudno jes jednak określić eoreyczny kierunek powiązań sopy referencyjnej z długookresowymi sopami procenowymi (Edelberg i Marshall, 996; Ellingsen i Södersröm, 00a). Hipoeza racjonalnych oczekiwań doyczących srukury eminowej wskazuje na jednakowy kierunek zmian krókookresowych i długookresowych sóp procenowych po szoku w poliyce pieniężnej (por. np. Peersman, 00; Thornon, 998). Reakcja zmian sóp długookresowych na zmiany sopy referencyjnej sanowi u wypadkową akualnej sopy krókookresowej i warości oczekiwań doyczących przyszłej sopy krókookresowej. Romer i Romer (000) łumaczą, że akie zachowanie sóp procenowych może wznikać z asymerii informacji między bankiem cenralnym i reszą rynku. Z drugiej srony, zw. hipoeza Fishera (Fisher hypohesis) zakłada, że zmiany sopy długookresowej są zwykle wywoływane zmianami oczekiwań doyczącymi przyszłej inflacji. Podniesienie sopy referencyjnej w celu obniżenia inflacji może spowodować spadek oczekiwań inflacyjnych i spadek długookresowej sopy procenowej (Edelberg i Marshall, 996). Dodakowo, pod wpływem zmian sopy referencyjnej oczekiwania rynku doyczące oprocenowania w długim okresie mogą zosać zmienione, ale wcale nie muszą. Jeśli zmiana sopy referencyjnej była mniejsza niż 5

6 oczekiwana, o rynek może zareagować nawe zmianą w kierunku odwronym od oczekiwanego przez władze monearne. Dla rynku akcji spadek sóp procenowych oznacza zwykle wzros cen akcji (por. Thorbecke, 997). Dzieje się ak dlaego, że niższe sopy procenowe obniżają koszy finansowe przedsiębiorsw i umożliwiają uzyskanie przez nie większych zysków. Maleje akże opłacalność inwesycji w papiery o sałym oprocenowaniu, a zaem poprawia się względna opłacalność inwesycji na rynku akcji. Oczywiście wzros sopy referencyjnej spowodowałby spadek cen akcji. Z drugiej srony oczekiwania spadku sopy referencyjnej powodują oczekiwania wzrosu cen obligacji na rynku kapiałowym, co prowadzi do przepływu kapiału z rynku akcji do rynku obligacji i w konsekwencji powoduje spadek cen akcji. Należy zwrócić uwagę na fak, że proces en zachodzi bezpośrednio przed momenem zmiany sóp procenowych. Nie powinien mieć zaem wpływu na wahania cen akcji w momencie zmiany sopy referencyjnej i zaraz po ej zmianie. Przyjmując hipoezę, że insrumeny erminowe fuures są nośnikiem informacji o oczekiwaniach doyczących przyszłych warości odpowiadających im indeksów bazowych, można zauważyć, że zmiany indeksów fuures odzwiarciedlają e zmiany oczekiwań rynków finansowych, kóre są wywołane informacją o nieoczekiwanej zmianie poziomu sopy referencyjnej. Relacja sopy referencyjnej i kursu waluowego jes najrudniejsza do określenia. Zgodnie z zasadą nieubezpieczonego paryeu sóp procenowych inwesycje w papiery warościowe denominowane w walucie krajowej powinny być ak samo opłacalne jak inwesycje w papiery zagraniczne. W ej syuacji spadek poziomu krajowych sóp procenowych powoduje spadek warości relacji oczekiwanego przyszłego kursu waluowego do akualnego poziomu kursu waluowego. Może o oznaczać, że kurs akualny wzrośnie, gdy oczekiwany przyszły kurs się nie zmieni albo wzrośnie. Gdy naomias oczekiwany kurs spadnie o kurs akualny może równie dobrze spać, nie zmienić się, a nawe wzrosnąć. 6

7 Dodakowo w modelu paryeu sóp procenowych wysępują rynkowe sopy procenowe, kórych reakcja na decyzje Rady Poliyki Pieniężnej jes do pewnego sopnia ograniczona i podlega analizie empirycznej. Uzupełnienie paryeu sóp procenowych o premię za ryzyko w celu uogólnienia zależności między zmianami sóp procenowych i kursu komplikuje jeszcze ę relacje. Przyjmując jednak, że kurs waluowy oraz sopy procenowe w okresie są znane, oczekiwania inwesorów są racjonalne a premia za ryzyko możliwa do usalenia, da się prognozować zmiany kursu waluowego z dokładnością do błędu oczekiwań i oszacowania premii (Rubaszek i Serwa, 00). Innym rozwiązaniem jes wykorzysanie cen konraku fuures na kurs waluowy jako miary oczekiwanego przyszłego kursu waluowego i zbadanie wpływu zmian sóp procenowych na akualne zmiany kursu kasowego i indeksu odpowiedniego konraku fuures. Jeśli zmiany indeksu fuures są większe niż zmiany akualnego kursu waluowego, o znaczy, że rynki pod wpływem szoków w poziomie sopy referencyjnej chęniej zmieniają swe oczekiwania co do przyszłych warości kursu niż ocenę akualnej warości polskiej waluy. Możliwe jes eż porakowanie inwesycji w polską waluę jak inwesycji w akcje (lub obligacje) dużego przedsiębiorswa. Spadek sóp procenowych wpływa dodanio na krókookresową syuację finansową całej grupy krajowych przedsiębiorsw i podwyższa noowania ich akcji (lub obligacji). W wyniku spadku sopy referencyjnej kurs złoego powinien więc umocnić się względem dolara. Ta inerpreacja relacji kurs waluowy sopa referencyjna zależna jes jednak od ogólnej reakcji cen akcji na decyzje RPP. Podsumowując, modele eoreyczne nie są w sanie jednoznacznie określić skali zmian indeksów rynków finansowych pod wpływem zmian poziomu sopy referencyjnej. Porzebna jes analiza empiryczna weryfikująca wyżej opisane zależności. Zmiany sopy referencyjnej nie muszą powodować żadnych szoków na rynkach finansowych, jeżeli są oczekiwane przez 7

8 uczesników rynków. Badania empiryczne powinny doyczyć zaem również oddziaływań nieoczekiwanych zmian sopy referencyjnej. 4. Meody badań W rozdziale ym przedsawiono sposoby badania reakcji zmiennych z rynków finansowych na zmiany referencyjnej sopy procenowej opare na meodzie analizy zdarzeń (ang. even sudy) 5. Głównym problemem analizy empirycznej związanym z emaem pracy jes wybór miary szoku w poliyce monearnej oraz wybór meody weryfikacji wpływu ego szoku na rynki finansowe. Zmiana oficjalnej sopy procenowej może być w pewnym sopniu przewidziana przez rynek i dlaego reakcja rynków finansowych może być ograniczona. W prakyce rozróżnia się reakcje rynków na oczekiwane i nieoczekiwane szoki w poliyce monearnej. Trudność w badaniu wpływu obu ypów zmian na rynki finansowe polega przede wszyskim na oszacowaniu oczekiwań oraz miary zaskoczenia uczesników rynku, związanych ze zmianami sóp procenowych. Dwa najczęściej spoykane sposoby obliczania nieoczekiwanych szoków polegają na generowaniu ich przy użyciu modeli wielorównaniowych, opisujących zmiany w poliyce pieniężnej lub na bezpośredniej ich eksrakcji z insrumenów finansowych noowanych na rynkach finansowych. Pierwsza meoda opara jes z reguły na oszacowaniu ekonomerycznego modelu wekorowej auoregresji (ang. vecor auoregression, VAR; por. np. Hamilon, 994, s.9-50) i wykorzysaniu resz z równania objaśniającego zmiany sopy 5 Alernaywną echnikę weryfikacji isoności oddziaływań szoków monearnych na rynki finansowe jes analiza impulse-response opara na wielorównaniowych modelach ekonomerycznych objaśniajączch zmiany w poliyce monearnej (por. Chrisiano, Eichenbaum i Evans, 996; Bagliano i Favero, 998). 8

9 procenowej jako miary nieoczekiwanych szoków w poliyce monearnej. 6 Powszechne użycie ej meody spokało się jednak w lieraurze ekonomicznej z kryyką związaną z niską korelacją ej miary z innymi bezpośrednimi miarami szoków w poliyce monearnej oraz mało precyzjnym szacunkiem sygnału szoku przy pomocy modeli VAR (Rudebusch, 998a, 998b; Sims 998). Zgodnie z drugą meodą sygnał oczekiwanej zmiany zosaje odfilrowany z cen walorów noowanych na rynkach finansowych. Miara nieoczekiwanej zmiany sopy procenowej generowana jes jako różnica rzeczywisej i oczekiwanej zmiany ej sopy na rynkach finansowych lub bezpośrednio na podsawie noowań insrumenów finansowych (Roley i Sellon, 998; Kuner, 00; Ellingsen i Södersröm, 00b). Miarami nieanycypowanych zmian w poziomie oficjalnych sóp procenowych są zaem zwykle przyrosy rynkowych sóp krókoerminowych lub przyrosy noowań insrumenów erminowych oparych na sopach krókoerminowych (Bagliano i Favero, 998; Rigobon i Sack, 00). Na przykład, do badań rynku amerykańskiego częso wykorzysywane są noowania konraków fuures na sopę procenową funduszy rezerwy federalnej (ang. federal funds rae), noowania konraków fuures na sopę depozyów eurodolarowych, a akże warości konraków forward na przyszłą sopę procenową. Mnogości miar szoków monearnych owarzyszy znaczna liczba meod służących weryfikacji wpływu zmian w poliyce piniężnej na rynki finansowe. Jedną z pierwszych jes meoda analizy zdarzeń, zaprezenowana w pracy Cooka i Hahna (989). Procedura a polega na weryfikacji saysycznej i meryorycznej oszacowań paramerów modelu: X = α + β + ε, () R 6 Przykłady wykorzysania modeli VAR do pomiaru szoków monearnych można znaleźć w pracach: Edelberg i Marshall (996), Mehra (996), Peersman (00). 9

10 gdzie oznacza zmianę warości wybranego insrumenu rynkowego z momenu na X momen, R oznacza zmianę poziomu referencyjnej sopy procenowej przez władze monearne, momen oznacza dzień zmiany poziomu sóp procenowych przez władze monearne, a ε jes składnikiem losowym. Warość oszacowania parameru β wskazuje na kierunek i przecięną siłę oddziaływań szoków w poliyce monearnej R na zmiany badanego indeksu X. Tes weryfikujący isoność zmiennej objasniającej R bada jednocześnie isoność wpływu zmian sopy referencyjnej na wybrany insrumen rynku finansowego. Kuner (00) podzielił zmiany referencyjnej sopy procenowej na dwa komponeny: zmianę poziomu sopy oczekiwaną przez rynek i nieoczekiwaną zmianę sopy referencyjnej. Nieoczekiwane zmiany sopy procenowej zosały wygenerowane na podsawie danych zmian indeksu fuures na noowania sopy referencyjnej. Model wykorzysany do obliczeń ma posać: X = α + β + γ + ε, () u e gdzie: e R oznacza warość zmiany referencyjnej sopy procenowej w momencie oczekiwaną przez rynek, a u R oznacza warość nieoczekiwanej zmiany ej sopy w momencie. Model dany wzorem () pozwala na jednoczesną weryfikację wpływu rzeczywisych i nieoczekiwanych szoków w poliyce pieniężnej na zmiany insrumenu finansowego, X. 0

11 Oddziaływania między rynkami finansowymi i poliyką NBP mogą mieć akże charaker dwukierunkowy. Rigobon i Sack (00) wykazali, że oszacowania paramerów β w modelach () i () mogą być obciążone jeżeli prawdziwy model opisujący badaną relację dany jes nasępującym wzorem: X = β + γz + ε = λ X + Z + ξ, () gdzie: Z oznacza zbiór dodakowych zmiennych egzogenicznych mających wpływ na zmiany referencyjnej sopy procenowej lub/i na zmiany warości badanego insrumenu rynku finansowego, ε i ξ są składnikami losowymi. Zgodnie z modelem () na zmienną finansową mogą wpływać oprócz szoku X akże inne szoki Z. Dodakowo, już nie ylko zmiany oficjalnych sóp procenowych mogą wpływać na wahania zmiennej finansowej w dniu ogłoszenia decyzji o dalszej poliyce monearnej (równanie pierwsze modelu ()). Może zachodzić również zależność odwrona, gdzie zmienne finansowe oddziałują na warości szoków w poliyce pieniężnej (równanie drugie). Esymacja paramerów posaci srukuralnej modelu () jes urudniona z powodu nieidenyfikowalości pierwszego z jego równań.. Rigobon i Sack (00) proponują meodę esymacji parameru β, kóra opara jes na meodzie zmiennych insrumenalnych i wykorzysuje własność zmiennej wariancji szoków w poliyce monearnej (por. akże Rigobon, 00). W prakyce poważna różnica między warościami oszacowań parameru β w modelach () i () może świadczyć o wysępowaniu opisanego powyżej sprzężenia zwronego między zmiennymi i X. Waro zauważyć, że analiza zdarzeń wykorzysuje do oszacowania paramerów opisanych wyżej modeli jedynie e obserwacje, kóre związane są bezpośrednio z momenami

12 zmian poziomu oficjalnej sopy procenowej bądź doyczą erminów spokań i ogłoszeń decyzji na ema dalszej poliyki pieniężnej. 5. Analiza empiryczna W ej części pracy prezenowane są wyniki empirycznej weryfikacji wpływu rzeczywisych i nieoczekiwanych zmian sopy referencyjnej na długookresowe sopy procenowe, główne indeksy giełdowe oraz na kurs waluowy złoego do dolara. Obliczeń dokonano wykorzysując opisane w poprzednim rozdziale modele, dane wzorami (), () i (). Użye do esymacji modeli szeregi czasowe pochodzą z głównie z Narodowego Banku Polskiego oraz finansowych baz danych dosępnych w inernecie ( i pieniadz.hoga.pl). Na podsawie rzeczywisych zmian sopy referencyjnej 0 R konsruowano miary nieoczekiwanych i oczekiwanych szoków w poliyce pieniężnej. Jako miar nieoczekiwanych szoków użyo kolejno: ) zmian kursu rzymiesięcznej rynkowej sopy procenowej, R, ) zmian oszacowanego kursu konraku forward na zawarcie umowy pożyczki za miesiąc po kursie dwumiesięcznej sopy procenowej, R, ) zmian oszacowanego kursu konraku forward na zawarcie umowy pożyczki za ydzień po kursie rzyygodniowej sopy procenowej, R. Warości szoków oczekiwanych przez rynki finansowe obliczono odejmując od warości rzeczywisych zmian sopy referencyjnej 0 R warości szoków nieoczekiwanych (odpowiednio R, R i R ). Zmiany rzymiesięcznej rynkowej sopy procenowej są częso wykorzysywane jako miara szoków w poliyce pieniężnej (por. np. Ellingsen i Södersröm, 00a, 00b), ponieważ wskazuje ona na rozmiar zaskoczenia rynków

13 finansowych decyzjami władz monearnych. Jeśli brak jes reakcji na zmiany sóp NBP ze srony rynkowych sóp procenowych, o oznaczy, że rynki finansowe już ę zmianę przewidziały i zdyskonowały wcześniej. Aby wyeliminować wpływ zmian płynności w sekorze bankowym na wahania sóp procenowych obliczono zmiany poziomu kursu konraku forward na dwumiesięczną i rzyygodniową sopę procenową. Opare na ych konrakach miary R i R wskazują na zmiany oczekiwań uczesników rynku doyczących kszałowania krókookresowej sopy procenowej odpowiednio w najbliższym kwarale i najbliższym miesiącu. Rigobon i Sack (00) przekonują, że miary o dłuższym horyzoncie oczekiwań (podobne do R ) lepiej nadają się do badania reakcji cen walorów finansowych na zmiany poziomu sóp procenowych, ponieważ niespodziewane szoki oczekiwań o kilkumiesięcznym horyzoncie silniej wpływają na ceny insrumenów finansowych niż szoki związane z oczekiwaniami krókookresowymi. Z drugiej srony miara R doyczy zmian oczekiwań, kórych horyzon nie wykracza poza okres jednego miesiąca. Związana jes ona z konkreną jednorazową zmianą, kóra zachodzi w danym miesiącu i nie uwzględnia przeszłych ani przyszłych oczekiwanych szoków w poliyce pieniężnej. Miara R opisuje zaem lepiej reakcje na e niespodziewane decyzje Rady Poliyki Pieniężnej, kóre nasępują wyłącznie w badanym miesiącu. [Tuaj gdzieś Tabela ] W Tabeli zaprezenowano warości zmian referencyjnej sopy procenowej dokonanych podczas zebrań Rady Poliyki Pieniężnej w okresie od sycznia 999 do grudnia 00 roku. Nieoczekiwane przez rynki finansowe zmiany zosały przedsawione za pomocą rzech wyżej opisanych miar R, R i R. Reakcje rynków po jednym dniu, po dwóch dniach i po

14 ygodniu odzwierciedlają dososowania rynkowych krókoerminowych sóp procenowych do decyzji Rady. Zaobserwować można kilka ciekawych zależności między rzeczywisymi zmianami sopy referencyjnej i zmianami nieoczekiwanymi przez rynek. Brak zmian sóp procenowych NBP nie powoduje poważnych wahań kursów rynkowych sóp procenowych. Zmiany sopy referencyjnej oraz zmiany sóp rynkowych podążają zwykle w ym samym kierunku, chociaż wielkość rzeczywisych zmian sopy referencyjnej jes z reguły większa od wielkości zmian nieoczekiwanych przez rynki. Oznacza o, że zmiany sóp NBP są do pewnego sopnia przewidywane przez rynki finansowe, a kierunek zmian w prawie każdym przypadku jes znany wcześniej. Dodakowo sposrzec można spowolnioną reakcję średnich dziennych noowań rynkowych na zmiany sóp procenowych przez RPP. Po ygodniu warości zmian rykowych miar szoków mają bezwględne warości wyższe niż po jednym czy dwóch dniach. Opóźniona reakcja rynów finansowych wyrażona miarami R, R i oznaczać może, że rynki finansowe są niefekywne, gdyż nie dyskonują naychmia nowych dopływających informacji. Waro jednak zwrócić uwagę na fak, że zmiany sóp procenowych NBP nasępują seriami, zn. spadki sóp nasepują po spadkach a wzrosy po wzrosach. Rynki finansowe prawidłowo przewidują kierunki poliyki pieniężnej i dlaego z dnia na dzień rynkowe sopy procenowe podążają w kierunku wyznaczonym osanią zmianą sopy referencyjnej. Warości miar nieoczekiwanych szoków w poliyce pieniężnej rosną z ego powodu w kolejnych dniach od momenu ogłoszenia decyzji o zmianie poziomu sopy referencyjnej. Kolejną część badania sanowi weryfikacja isoności wpływu zmian oficjalnej sopy procenowej na insrumeny noowane na rynkach finansowych. W celu zweryfikowania prawdziwości hipoezy zerowej, zakładającej brak isonego oddziaływania sopy referencyjnej na zmiany walorów finansowych, należy oszacować paramery modeli opisujących e zależności. Do obliczeń wykorzysano przedsawione w poprzednim rozdziale 4

15 modele (), () i (). Podsawową rolę w analizie odgrywa warość parameru β, wysępującego w każdym z ych modeli. Określa ona o ile przecięnie więcej wzrośnie (lub spadnie) warość badanego waloru, gdy poziom jednej z miar szoku pieniężnego wzrośnie o jeden punk procenowy niż w syuacji, gdyby aki szok nie nasąpił. Jeżeli warość β jes równa zero, o brak jes jakichkolwiek reakcji insrumenu na decyzje Rady Poliyki Pieniężnej doyczące wysokości sóp procenowych. [Tuaj gdzieś Tabele, i 4] W Tabelach, i 4 zaprezenowano wyniki oszacowań parameru β mierzącego kierunek i warość reakcji rynkowych insrumenów finansowych na rzeczywise i nieoczekiwane zmiany sóp procenowych. Oszacowano paramery modeli (), () i () na podsawie danych szeregów czasowych, odpowiadających ym zebraniom Rady Poliyki Pieniężnej, na kórych dokonano zmian sóp procenowych. W kolejnych abelach przedsawiono oszacowania parameru β w zależności od długości okresu reakcji rynku finansowego na zmianę sopy NBP. Tabela zawiera wyniki dla okresów dziennych, Tabela zawiera oszacowania dla danych dwudniowych, a Tabela 4 dla danych ygodniowych. Trudność w ocenie isoności reakcji insrumenów finansowych na zmiany sóp procenowych polega na określeniu, czy dana warość β jes isonie różna od zera, czy nie jes. W nawiasach przedsawiono warości saysyki określającej saysyczną isoność wpływu zmian sóp procenowych na badane insrumeny finansowe. Jeśli przecięna zmiana warości danego waloru spowodowana zmianą referencyjnej sopy procenowej będzie isonie różna od zera, o warość saysyki będzie wysoka, a w przypadku braku jakiejkolwiek reakcji na zmiany sóp procenowych będzie bliskie zeru. Dodakowo, jeżeli reakcja 5

16 badanego insrumenu finansowego nie nasępuje zawsze w ym samym kierunku i z podobną siłą, o ocena warości parameru β nie będzie dokładna i warość saysyki będzie niska. 7 Na przykład w Tabeli, w pierwszej kolumnie doyczącej rzeczywisej zmiany sóp procenowych 0 R, w czwarym wierszu odpowiadającym reakcji miesięcznej rynkowej sopy procenowej, M, znajdują się warości 0,80 i,04, kóre są oszacowanymi warościami odpowiednio parameru β w modelu () i saysyki w modelu (). Oznacza o, że przy każdym podniesieniu referencyjnej sopy procenowej o punk procenowy rynkowa miesięczna sopa procenowa wzrośnie przecięnie o 0,8 punku procenowego ponad warość, do kórej by wzrosła bez podnoszenia sopy referencyjnej. Ponado, przy poziomie isoności 0,0 można odrzucić hipoezę zerową, zgodnie z kórą prawdziwa warość parameru β jes równa zeru, na rzecz hipoezy alernaywnej, zgodnie z kórą prawdziwa warość parameru β jes dodania. Rzeczywise szoki w poliyce monearnej wpływają zaem isonie na zmiany miesięcznej rynkowej sopy procenowej. Możliwe jes sformułowanie kilku ogólnych wniosków doyczących krókoerminowych rynkowych sóp procenowych na podsawie wyników przedsawionych w Tabelach, i 4. Wpływ zmian sopy referencyjnej na krókookresowe rynkowe sopy procenowe jes z reguły isony, niezależnie od wybranej miary szoku, rodzaju rynkowej sopy procenowej i przedziału okresu, dla kórego policzono zmiany warości insrumenów finansowych. Zmiany na rynku krókoerminowych sóp procenowych zachodzą w ym samym kierunku co zmiany sopy referencyjnej. Na jednoprocenowy szok sopy referencyjnej 7 Saysyka liczona jes jako iloraz szacunku parameru β do odchylenia sandardowego oceny ego parameru i ma asympoycznie dla każdego z modeli rozkład normalny N(0,) przy spełnieniu pewnych ogólnych założeń doyczących modelowania ekonomerycznego (por. np. Johnson i DiNardo, 00, s oraz s ). 6

17 najsilniej reagują sopy o bardzo krókim erminie zapadalności. Z obliczeń na podsawie modelu () wynika, że po akim szoku indeks sopy jednodniowej (konrak over nigh) zmienia swą warość średnio o,65 punku procenowego, podczas gdy indeks rocznej sopy procenowej zmienia warość zaledwie o 0, punku procenowego. Podobnie, wraz z wydłużaniem erminu zapadalności konraków związanych z krókoerminowymi sopami procenowymi maleje warość saysyki, co świadczy o słabszej reakcji sóp o dłuższym erminie zapadalności na zmiany sopy referencyjnej. Dodakowo, warości oszacowań β i są większe, gdy odpowiadają nieoczekiwanym szokom w poliyce monearnej niż gdy odpowiadają rzeczywisym zmianom referencyjnej sopy procenowej. Oznacza o, że nieoczekiwane szoki w poliyce pieniężnej silniej oddziałują na rynkowe sopy procenowe niż rzeczywise zmiany referencyjnej sopy procenowej. Dla danych dziennych, dwudniowych i ygodniowych wyniki obliczeń są podobne, choć w nielicznych przypadkach sopy o bardzo krókim okresie zapadalności reagują w kierunku odwronym niż oczekiwany. Powodem akiej reakcji może być zmienna płynność sysemu bankowego, kóra wpływa szczególnie isonie na dzienne sopy procenowe, a akże sama konsrukcja badania empirycznego, gdzie wykorzysywane są dane dwudniowe i ygodniowe do badania reakcji dziennych sóp procenowych. Wnioski doyczące isoności wpływu zmian oficjalnych sóp procenowych na poszczególne insrumeny są idenyczne niezależnie od wyboru wykorzysanego do obliczeń modelu ekonomerycznego, co powierdza prawidłowość orzymanych wyników. Poza nielicznymi przypadkami wpływ szoków pieniężnych na długookresowe rynkowe sopy procenowe jes saysycznie nieisony. Chociaż reakcje długookresowych sóp procenowych na rzeczywise jednopunkowe zmiany sopy procenowej, obliczone na podsawie modelu (), wahają się między 0,09 a 0,04 dla danych dziennych, 0,7 i 0,5 dla danych dwudniowych oraz między 0,6 i 0,6 dla danych ygodniowych, o warości 7

18 oszacowań paramerów β nie są saysycznie isonie różne od zera. Wynik en opary jes przede wszyskim na inerpreacji niskich warości saysyki. Powierdzają powierdzają go niekóre oszacowania β, kórych warości są ujemne. Rynek akcji wykazuje słabą zależność od zmian w poliyce pieniężnej. Dla danych dziennych i dwudniowych zmiana głównego indeksu giełdy warszawskiej WIG nasępuje zwykle zgodnie z oczekiwaniami, w kierunku odwronym do kierunku zmian sopy referencyjnej. Naomias indeks WIG0, reprezenujący spółki giełdowe o największej kapializacji, nie wykazuje jednoznacznej reakcji na szoki oficjalnych sóp procenowych. Choć na część nieoczekiwanych szoków WIG0 odpowiada zmianą w przeciwnym kierunku, o na rzeczywise zmiany zwykle reaguje zgodnie ze zmianami sóp procenowych, niezależnie o długości okresu reakcji. Waro zwrócić uwagę na fak, że oszacowania warości paramerów β dla obu indeksów WIG i WIG0 nie są w większości przypadków saysycznie isonie różne od zera. Podobny brak reakcji na zmiany sóp procenowych wykazuje indeks konraków fuures na indeks WIG0. Takie zachowanie indeksów giełdowyh można wyłumaczyć jako brak bezpośredniego wpływu oficjalnych sóp procenowych na ceny akcji spółek gieełdowych. Inerpreacja a oznacza, że zmiany sóp procenowych nie wpływają na yle isonie na syuację finansową przedsiębiorsw by warość ich akcji uległa zmianie. Innym wyłumaczeniem może być nieefekywność rynku giełdowego, kóra oznacza, że rynek nie reaguje naychmias na ważne napływające informacje gospodarcze. Jeżeli rynek jes efekywny, o brak reakcji głównych indeksów giełdowych może świadczyć o ym, że zmiany sóp procenowych przeprowadzane przez Radę Poliyki Pieniężnej są w znacznym sopniu przewidywane przez inwesorów giełdowych. Rynki finansowe reagują bowiem przeważnie ylko na nieoczekiwane i ważne wiadomości doyczące przyszłych warości noowanych walorów. W ej syuacji 8

19 nieoczekiwany kierunek wpływu sóp procenowych na indeks spółek nowych echnologii TECHWIG jes rudny do zinerpreowania. Indeks en rośnie wedy, gdy podnoszony jes poziom podsawowych sóp procenowych niezależnie od ego, czy zmiana sopy referencyjnej jes oczekiwana, czy nie. Zarówno zmiany indeksu TECHWIG jak i indeksu oparych na nim konraków fuures zachodzą w ym samym kierunku i z reguły są zależne od zmian sopy referencyjnej. Także ani zmiany kursu waluowego ani konraków erminowych oparych na ym kursie nie wykazują związku ze zmianami oficjalnych sóp procenowych. Wynik en jes niezależny od rodzaju szoku w poliyce pieniężnej i modelu ekonomerycznego wykorzysanego do obliczeń danych. Warości β wskazują co prawda na wzros (spadek) giełdowego indeksu fuures na kurs waluowy po podwyższeniu (obniżeniu) poziomu sóp procenowych ale ylko niekóre odpowiadające im saysyki mają warości wysarczajaco duże, by można było odrzucić hipoezę zerową o braku zależności między sopami procenowymi i oczekiwanym kursem waluowym. Dodakowo, warości różnią się znacznie w zależności od modelu, rodzaju szoku oraz ypu wykorzysanych danych. Rezulay przeprowadzonych obliczeń świadczą zaem o braku wpływu zmian sopy referencyjnej nie ylko na wahania akualnego kursu waluowego, co zosało powierdzone już w innym badaniu Serwy i Smolińskiej-Skrażyńskiej (00), ale również na zmiany oczekiwań uczesników rynku waluowego doyczących przyszłego kursu waluowego. Czy w ej syuacji posępowanie inwesorów można uznać za racjonalne? Skoro kurs waluowy nie ulegał poważnym zmianom przy znacznych różnicach w poziomie krajowych i zagranicznych sóp procenowych, o nie powinien się zmieniać akże przy malejących różnicach w poziomie sóp. 8 Zgodnie z regułą nieubezpieczonego paryeu sóp procenowych, jeżeli zmiana 8 Obniżki referencyjnej sopy procenowej dominują w analizowanej próbie. 9

20 poziomu krajowych sóp procenowych nie powoduje zmiany akualnego kursu waluowego, przyszłego oczekiwanego kursu ani zmian zagranicznych sóp procenowych, o zmienia warość premii za ryzyko, oczekiwanej przez inwesorów dokonujących ransakcji na rynku waluowym. Obliczenia dokonane dla modeli (), () i () oraz dla wszyskich zmiennych finansowych przeprowadzono nie ylko dla okresów zmian sopy referencyjnej ale akże dodakowo dla ych wszyskich okresów zebrań Rady Polyki Pieniężnej, na kórych podejmowano decyzje o ewenualnych zmianach poziomu podsawowych sóp procenowych. Orzymane rezulay nie różnią się jednak znacząco od wyników zaprezenowanych powyżej i z uwagi na ograniczoną objęość pracy nie są u przedsawione. Zaprezenowane wyniki empiryczne są również zgodne z rezulaami analogicznych obliczeń dla rynków finansowych w krajach rozwinięych. W Tabeli 5 przedsawione są wybrane wyniki badań doyczących wpływu zmian oficjalnych sóp procenowych na rynkowe insrumeny finansowe w krajach rozwinięych. [Tuaj gdzieś Tabela 5] We wszyskich badaniach zarówno rzeczywisy jak i nieoczekiwany wzros (spadek) poziomu oficjalnej sopy procenowej powoduje wzros (spadek) rynkowych sóp krókoerminowych. Rzeczywise zmiany sopy referencyjnej nie wywołują reakcji ze srony długookresowych sóp procenowych ale część badań wskazuje na isony wpływ nieoczekiwanych szoków w poliyce pieniężnej na rynkowe sopy długookresowe. Także brak związku między zmianami oficjalnych sóp procenowych a kursem waluowym i indeksami giełdowymi nie jes obserwowany wyłącznie na polskim rynku finansowym. Podobne badanie przedsawione w pracy Bomfima i Reinhara (000) wykazuje brak wpływu nieoczekiwanych zmian sóp 0

21 procenowych na kurs waluowy i na główne indeksy giełdowe w USA. Analizy przeprowadzone dla Sanów Zjednoczonych innymi meodami wskazują jednak na odwroną zależność między zmianami sóp procenowych i zmianami indeksów giełdowych (Thorbecke, 997; Bomfim, 000; Rigobon i Sack, 00). 6. Podsumowanie Niniejsza praca sanowi próbę odpowiedzi na pyania doyczące oceny skueczności wykorzysania zmian referencyjnej sopy procenowej jako narzędzia prowadzonej poliyki pieniężnej. Dokonana analiza empiryczna pozwala bowiem zweryfikować wpływ rzeczywisych i nieoczekiwanych zmian sopy referencyjnej na warości wybranych indeksów rynków finansowych. W pracy opisane są eoreyczne relacje między decyzjami Rady Poliyki Pieniężnej, usalającymi poziom oficjalnych sóp procenowych i wahaniami noowań podsawowych insrumenów finansowych rynku pieniężnego, kapiałowego i waluowego. Przedsawione są akże różne meodologie i modele służące do badania wymienionych związków. Wybraną meodę analizy zdarzeń wykorzysuje się u do weryfikacji isoności reakcji indeksów rynku pieniężnego, indeksów giełdowych i kursu waluowego na szoki w poliyce pieniężnej. Rezulaom obliczeń owarzyszy ekonomiczna inerpreacja zaoberwowanych zależności. Wyniki empiryczne wskazują na silny związek między oficjalnymi sopami procenowymi i rynkowymi sopami krókookresowymi. Naomias sopy długookresowe nie reagują na zmiany sopy referencyjnej, co świadczy o ograniczonej skueczności poliyki pieniężnej w manipulowaniu rynkowymi sopami procenowymi, przynajmniej w krókim okresie. Podobny układ relacji spoykany jes również w lieraurze opisującej analogiczne badania dla krajów rozwnięych. Na rynku waluowym brak wpływu szoków pieniężnych na akualny i przyszły kurs waluowy daje się zinerpeować jako wysępowanie zmiennej w

22 czasie premii za ryzyko. Wynik en powierdza ograniczoną przydaność sopy referencyjnej jako narzędzia do serowania poziomem kursu waluowego. Trudne do zinerpreowania zależności między sopami procenowymi i poszczególnymi indeksami giełdowymi wymagają dalszej wnikliwej analizy, chociaż zaprezenowane wyniki generalnie wskazuja na brak realcji między zmianami sopy referencyjnej i cenami akcji. Należy podkreślić, że wszyskie badane związki i zależności mają charaker krókookresowy. W dłuższym okresie mogą zachodzić relacje, kóre nie zosały wychwycone przy użyciu przedsawionych meod. Z drugiej srony na efekywnych rynkach finansowych reakcje na szoki o charakerze ekonomicznym nasepują gwałownie nie dając szans spekulanom do ponadprzecięnych zysków w dłuższym erminie. Długookresowe zmiany insrumenów finansowych podlegać więc powinny oddziaływaniu innych czynników i szoków niż zmiany sopy procenowej. Analiza empiryczna polskich rynków finansowych jes urudniona z uwagi na poziom ich rozwoju i króki okres funkcjonowania. Obroy niekórych insrumenów noowanych na Warszawskiej Giełdzie Papierów Warościowych (np. konraków fuures) nie są dosaecznie duże, by na ich podsawie można było zdecydowanie inerpreować zależności między poliyką pieniężną a rynkami finansowymi. Króki okres próby osłabia moc esów saysycznych wykorzysanych do analizy, czyli obniża dokładność wyników. Mimo o badanie wskazuje na niemal idenyczne zależności zachodzące na rynku polskim i na opisanych w lieraurze ekonomicznej rozwinięych rynkach finansowych. Wynik en sanowi przykład isnienia podobnych ograniczeń w skueczności poliyki pieniężnej jako narzędzia serowania procesami ekonomicznymi w gospodarkach w pełni wolnorynkowych i ych przechodzących ransformację sysemową. W dalszych badaniach proponuje się uzupełnienie badania o nowe insrumeny finansowe i nowe rodzaje szoków wpływających na ich noowania. Ciekawe wyniki może

23 przynieść empiryczna analiza zachodzących relacji przy użyciu danych o bardzo dużej częsoliwości. W dłuższym okresie możliwa jes akże weryfikacja asymerii w reakcji indeksów finansowych ze względu na spadek i wzros poziomu podsawowych sóp procenowych. Reakcje indeksów giełdowych na zmiany sopy procenowej wymagają dalszej analizy i inerpreacji, w czym pomocne okazać się może analogiczne badanie dla innych krajów Europy Środkowej i Wschodniej.

24 Lieraura Bagliano, Fabio C. i Carlo A. Favero (999) Informaion from financial markes and VAR measures of moneary policy, European Economic Review 4, Bomfim, Anulio N. (000) Pre-Announcemen Effecs, News, and Volailiy: Moneary Policy and he Sock Marke, mimeo, Federal Reserve Board, Waszyngon. Bomfim, Anulio N. I Vincen R. Reinhar (000) Making News: Financial Marke Effecs of Federal Reserve Disclosure Pracices, mimeo, Federal Reserve Board, Waszyngon. Chrisiano, Lawrence, Marin Eichenbaum i Charles Evans (996) The Effecs of Moneary Policy Schocks: Evidence from he Flow of Funds, Review of Economics and Saisics 78, 6-4. Cook, Timohy i Thomas Hahn (989) The Effecs of Changes in he Federal Funds Rae Targe on Marke Ineres Raes in he 970s, Journal of Moneary Economics 4, - 5. Edelberg, Wendy, David Marshall (996) Moneary policy shocks and long erm ineres raes, Economic Perspecives 0, -7. Ellingsen, Tore i Ulf Södersröm (00a) Moneary Policy and Marke Ineres Raes, American Economic Review 9, Ellingsen, Tore i Ulf Södersröm (00b) Classifying Moneary Policy, nieopublikowany manuskryp, Sockholm School of Economics, Szokholm. Haldane, Andrew G. i Vicky Read (000) Moneary policy surprises and he yield curve, Working paper 06, Bank of England, Londyn. Hamilon, James D. (994) Time Series Analysis, Princeon Universiy Press, Princeon, New Jersey. Kasprzak, Rober (00) Rynek pieniężny w działalności banków, w: Władysław L. Jaworski, Współczesny bank, Polex, Warszawa,

25 Kuner, Kenneh N. (00) Moneary Policy Suprises and Ineres Raes: Evidence from he Fed Funds Fuures Marke, Journal of Moneary Economics 47, Mehra, Yash P. (996) Moneary Policy and Long-Term Ineres Raes, Federal Reserve Bank of Richmond Economic Quarerly 8/, NBP (00) Rynek finansowy w Polsce, Narodowy Bank Polski, Warszawa. Peersman, Ger (00) Moneary Policy and Long Term Ineres Raes in Germany, Economics Leers 77, Polański, Zbigniew (00) Rynki finansowe w Polsce, w: Władysław L. Jaworski, Współczesny bank, Polex, Warszawa, -56. Rada Poliyki Pieniężnej (998) Średniookresowa sraegia poliyki pieniężnej na laa , NBP, Warszawa. Rigobon, Robero i Brian Sack (00) The Impac of Moneary Policy on Asse Prices, NBER Working Paper 8794, Cambridge, Massachusses. Rigobon, Robero (00) Idenificaion hrough Heeroskedasiciy, Review of Economics and Saisics, w druku. Romer, Chrisina i David Romer (000) Federal Resrve Informaion and he Behavior of Ineres Raes, American Economic Review 90, Rubaszek, Michał i Dobromił Serwa (00) Prognozowanie kursu waluowego. Model nadzwyczajnej sopy zwrou z inwesycji zagranicznych, Bank i Kredy 9, 6-5. Rudebusch, Glenn D. (998a) Do Measures of Moneary Policy in a VAR Make Sense?, Inernaional Economic Review 9, Rudebusch, Glenn D. (998b) Do Measures of Moneary Policy in a VAR Make Sense? Reply o Chrisopher A. Sims, Inernaional Economic Review 9, Roley, Vance V. i Gordon H. Sellon (998) The Response of Ineres Raes o Anicipaed and Unanicipaed Moneary Policy Acions, mimeo, Federal Reserve Bank of Kansas Ciy. 5

26 Serwa, Dobromił i Agnieszka Smolińska-Skarżyńska (00) Analiza wpływu sóp procenowych na kurs waluowy, badanie własne Zakładu Teori Ekonomerii, Szkoła Główna Handlowa, Warszawa. Sims, Chrisopher A. (998) Commen on Glenn Rudebusch's "Do Measures of Moneary Policy in a VAR Make Sense?", Inernaional Economic Review 9, Thorbecke, Willem (997) On Sock Marke Reurns and Moneary Policy, Journal of Finance, 5, Thornon, Daniel L. (998) Tess of he Marke's Reacion o Federal Funds Rae Targe Changes, The Federal Reserve Bank of S. Louis Review 80,

27 Daa Tabela : Miary nieoczekiwanych szoków w poliyce monearnej Decyzja RPP 0 ( R ) Reakcja po dniu Reakcja po dniach Reakcja po ygodniu ,50 -,67 -,6 -,88 -,9-0,95 -,7 -,8 -,0 -, ,00-0,0-0,0 0,00-0,0-0,0 0,00-0,0-0,0 0, ,00 0,00 0,0-0,0-0,04-0,06 0,00-0,04-0,07 0, ,00-0,04-0,05-0,0 0,00 0,0-0,0 0,0 0,0 0, ,00 0,0 0,0 0,00 0,0 0,0 0,0 0,04 0,04 0, ,00-0,0-0,0 0,0-0,0-0,0 0,00 0,0 0,0 0, ,00 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0, ,00 0,0 0,04 0,0 0,0 0,05 0,0 0,04 0,07-0, ,00 0,0 0,0 0,00 0,0 0,0 0,0-0,0-0,04 0, ,00-0,0-0,0 0,00-0,0 0,00 0,00 0,0 0,0 0, ,00 0,6 0,54 0,75 0,84 0,9 0,7,9,56 0, ,00-0,4 0,4 -,0-0,5 0,47-0,9 0,09 0,68-0, ,50 0,4 0,6-0,5 0,6 0,85-0,86-0,6 0, -0, ,00-0,0-0,0-0,4 0,0 0,00-0,47 0,8-0, -0, ,00 0,9 0,7 0,45 0,8 0,5 0,45 0,66 0,59 0, ,00 0,0 0,0-0,0 0,0 0,00-0,0 0,08 0,07 0, ,00 0, 0,5-0,0 0, 0,0 0,00 0,59 0,68 0, ,00 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00-0,0-0, ,00-0,0 0,0-0, -0,0 0,0-0,4-0,07-0,05-0, ,00-0,0-0,0-0,0-0,05-0,07-0,0-0,07-0,09-0, ,50 0,6 0, 0,5 0,9 0,6 0,6 0,9 0,6 0, ,00 0,6 0,6-0,9-0,0-0,06-0,49 0,0-0,04-0, ,00 0,0-0,0 0,04 0,09 0,0 0,4 0,07 0,0 0, ,00 0,0-0,06 0, 0,08-0,0 0,7 0,08-0,0 0, ,00-0,07-0,0-0,0-0,0-0,5 0,0-0,0-0,9-0, ,00 0,00 0,00 0,00-0,40-0,64 0,08-0,4-0,48 0, ,00 0,05 0,9-0, 0,07 0,6-0,7-0,5-0,0-0, ,00-0,8-0, -0,55-0,7-0,9-0,56-0,4-0, -0, ,00 0, 0, 0,45 0, 0, 0,46 0,7 0,5 0, ,00 0,0 0, 0,6 0, 0,0 0,6 0, 0,0 0, ,50-0,6-0,4-0,64-0,55-0,0-0,60-0,55-0,6-0, ,00 0,04 0,04 0,0-0, -0,6-0,0-0,6-0,5-0, ,00-0,5-0,5-0, -0,5-0,5-0,0-0,4-0,0-0, ,00 0, 0,4 0,48 0,0 0,9 0,69 0, 0,06 0, ,50 0,9 0,5 0, 0,8 0,6-0,6 0,4 0,8 0, ,50-0,08-0,09-0, -0,6-0,6-0,75-0,98-0,99 -, ,00-0,47-0,40-0, -0,55-0,49-0,6-0,57-0,49-0, ,50-0,07 0,00-0,9 0,0 0,5-0,0 0,0 0,7-0, ,00-0,09-0,5 0,04-0,0-0,7-0,0-0,7-0,5-0, ,00 0,4 0,5 0, 0,09 0, 0, 0,05 0, 0, ,50 0,00 0,00 0, 0,0 0,07 0,06 0,05 0,09 0, ,50 0,04 0,04-0,0 0,04 0,0 0,0 0,0 0,0-0, ,50-0,04-0,06 0, -0,04-0,06 0,5 0,09 0,4 0, ,00-0,0-0,09 0,0-0,09-0,09-0,07-0,0-0,06-0, ,50-0,07-0,07-0,05-0, -0, -0,09-0,4-0, -0, ,50-0,6-0,8-0,06-0,6-0,4-0,5-0,7-0,7-0, ,50-0, -0,7-0,4-0,4-0,6-0,7-0,0-0, -0, ,5 0,5 0,9 0,8 0, 0,4 0,9 0,06 0, 0, ,00 0,07 0, -0,0-0, -0,06-0,5-0,09 0,08-0, Źródło: obliczenia własne na podsawie danych z Narodowego Banku Polskiego. 7

28 Tabela : Oszacowania β dla modeli reakcji na zmiany sopy referencyjnej po jednym dniu Zmienne finansowe 0 O/N T/N W M Model () Model () Model () 8 0,65 8,6 6,70 7,8 9,005 7,806 7,70,47 9,40 6,8 7,86 (,98)** (,49)*** (,84)** (4,58)*** (,96)*** (,9)** (4,76)*** (,66)** (,84)*** (,6)* (,6)* 0,58,806,75,75,0,48,758 0,64,08,480,476 (0,99) (,7)** (,50)* (,5)*** (,0)** (,4)* (,46)* (0,69) (,) (,9)* (0,95) 0,47,7,08 0,980,0,84 0,95 0,49,0,48,8 (,6)*** (5,55)*** (4,49)*** (,66)*** (4,74)*** (,57)*** (,86)*** (4,)*** (5,5)*** (4,7)*** (,80)*** 0,80,,050 0,995,7,077 0,988 0,87,065,94,055 (,04)*** (,45)*** (6,60)*** (5,0)*** (,)*** (5,84)*** (6,6)*** (4,00)*** (9,0)*** (6,08)*** (9,8)*** 0,78,04 0,777,05 0,76 0,64,064,077 R (M) (4,09)*** (9,04)*** (8,5)*** (6,6)*** (0,78)*** (5,87)*** (5,86)*** (4,96)*** 6M 9M R L 5L 0L WIG WIG0 TECHWIG FWIG0 FTECHWIG USD FUSD-GPW FUSD-M FUSD-M 0, 0,50 0,48 0,46 0,54 0,508 0,46 0,9 0,505 0,54 0,609 (,6)*** (7,69)*** (5,56)*** (0,0)*** (7,50)*** (5,09)*** (9,9)*** (,8)*** (9,97)*** (6,98)*** (5,56)*** 0,08 0,58 0,6 0,88 0,56 0,655 0,95 0,05 0,459 0,6 0,54 (,4) (,75)*** (,66)*** (,7)*** (,74)*** (,79)*** (,4)*** (,77)** (4,7)*** (4,48)*** (,96)** 0,8 0,55 0,67 0,66 0,547 0,707 0,78 0,059 0,478 0,67 0,64 (,6)* (,79)*** (4,8)*** (,98)*** (,84)*** (4,5)*** (,9)*** (,07)** (4,80)*** (5,46)*** (,80)** 0,095 0,0 0,69 0,7 0,0 0,9 0,48 0,0 0,404 0,8 0,697 (0,6) (0,8) (0,6) (0,78) (0,84) (0,40) (0,78) (0,47) (,) (0,7) (0,60) 0,05 0,075 0,095-0,08 0,06 0,044-0,047-0,06-0,0 0,0-0,5 (0,56) (0,) (0,8) (0,8) (0,0) (0,5) (0,) (0,5) (0,5) (0,06) (0,80) 0,04 0, 0,67-0,87 0,90,0-0,89 0,00 0,6,04-9,69 (0,7) (0,56) (0,99) (0,9) (0,54) (,) (0,9) (0,0) (0,48) (,7)** (0,7) -6,7-77,64 -,4-4,460-85,0-4,05 -,904 -,085-50,068-60,564-84,57 (0,8) (0,7) (,00) (0,6) (0,70) (,0) (0,) (0,5) (0,4) (0,49) (0,47) 8,458 0,94 7,676 7,58,69-4,985 6,54 4,860 8,05 0,0 -,05 (,46) (0,67) (0,48) (0,57) (0,0) (0,9) (0,50) (0,90) (0,5) (0,60) (0,),076 0, 06,805 9,77 79,60 70,076 80,9 5,098 0,50 8,74 46,96 (,)*** (,95)*** (,0)** (,7)*** (,9)** (,54)* (,08)*** (,66)** (,)** (,6)** (,60)* 6,57 6,808 4,05 4,886,940 8,85 4,48,56 5,84 6,84 9,695 (,09) (,) (0,89) (,4) (0,8) (0,49) (,09) (0,68) (,04) (,05) (0,4),45 40,59,050 47,90 5,085,76 46,05 5, 7,847 6,09 48,840 (,68)** (,6)* (0,99) (,8)*** (,7)* (0,7) (,58)* (,0) (,9)* (,) (0,90) 0,00-0,007-0,007-0,004-0,0-0,06-0,004 0,00-0,00-0,009 0,00 (0,44) (0,5) (0,54) (0,) (0,9) (,06) (0,5) (0,67) (0,09) (0,70) (0,55) 0,004 0,008 0,008 0,007 0,004 0,004 0,007 0,008 0,0 0,0 0,00 (0,9) (0,6) (0,6) (0,68) (0,0) (0,5) (0,6) (,79)** (0,89) (0,78) (0,99) 0,00-0,009-0,008-0,007-0,07-0,09-0,007 0,004-0,006-0,0-0,00 (0,55) (0,58) (0,54) (0,5) (,09) (,5) (0,57) (0,85) (0,46) (0,8) (0,) 0,00-0,009-0,009-0,005-0,07-0,00-0,006 0,00-0,006-0,0-0,00 (0,45) (0,56) (0,58) (0,9) (,00) (,) (0,4) (0,70) (0,45) (0,8) (0,05) 0,79 0,94 0,670 0,95 0,65 0,55 0,97,0 R (4,45)*** (9,04)*** (5,59)*** (7,7)*** (6,8)*** (6,0)*** (5,78)*** (,58)*** 0,,04 0,967,,044 0,4 0,984,0 R (,4)*** (8,5)*** (5,59)*** (9,0)*** (5,)*** (,6)*** (7,)*** (5,48)*** Źródło: obliczenia własne. Uwagi: Symbole O/N, T/N, W, M, M, 6M, 9M i R oznaczają zmiany indeksów sóp procenowych dla konraków rynku międzybankowego, odpowiednio: over nigh, ommorow nex, na ydzień, na miesiąc, na miesiące, na 6 miesięcy, na 9 miesięcy i na rok; symbole L, 5L i 0L oznaczają zmiany indeksu noowań obligacji dwulenich, pięciolenich i dziesięciolenich o sałym oprocenowaniu na Warszawskiej Giełdzie Papierów Warościowych; WIG, WIG0 i TECHWIG oznaczają zmiany indeksów giełdowych o odpowiadających im nazwach; FWIG0 i FTECHWIG oznaczają zmiany indeksów konraków fuures na WIG0 i TECHWIG; USD - zmiany kursu złoego do dolara; FUSD-GPW - zmiany giełdowego indeksu fuures na kurs złoego do dolara; FUSD-M, FUSD-M - zmiany noowań konraku na kupno/sprzedaż waluy za miesiąc i za miesiące na rynku międzybankowym. Warości oszacowań saysyki są zapisane w nawiasach. Szmbole *, ** i *** oznaczają isoność oszacowania β przy poziomach isoności 0,0, 0,05 i 0,0, a odpowiadające im warości kryyczne wynoszą,8,,64 i,.

29 Tabela : Oszacowania β dla modeli reakcji na zmiany sopy referencyjnej po dwóch dniach Zmienne finansowe 0 O/N T/N W M Model () Model () Model () 0 0,06 -,74 -,0 -,605 -,490 -,68 -,00 0,554 59, -9,94 0,86 (0,0) (0,74) (,)* (0,78) (0,55) (,00) (0,5) (0,70) (0,) (0,88) (0,4) 0,65,047,48,499,07,496,507 0,96 0,09 4,06-0,6 (0,64) (,84) (,) (,56)* (,8) (,9) (,50) (0,66) (0,0) (,8)* (0,06) 0,,8,058,0,99,086,08 0,4 0,48,070 0,077 (,) (4,6)*** (,89)*** (,8)*** (4,6)*** (,85)*** (,64)*** (,) (0,) (,5)* (0,04) 0,5,44,08,009,54,04,007 0,75 0,754,448 0,709 (,7)** (9,8)*** (5,9)*** (5,)*** (0,4)*** (5,6)*** (4,65)*** (,08)** (,69)** (,4)*** (,47)* 0,5,000 0,777,008 0,80 0,4,58,00 R (M) (,58)*** (5,75)*** (9,85)*** (5,5)*** (0,8)*** (,)*** (5,)*** (,86)*** 6M 9M R L 5L 0L WIG WIG0 TECHWIG FWIG0 FTECHWIG USD FUSD-GPW FUSD-M FUSD-M 0,58 0,75 0,76 0,550 0,79 0,744 0,56 0,58 0,66 0,780 0,6 (,0)** (,7)*** (9,96)*** (6,9)*** (,0)*** (0,4)*** (6,86)*** (,5)*** (5,84)*** (4,46)*** (,5)*** 0,0 0,494 0,548 0,456 0,45 0,54 0,400 0,6,65 0,65 0,07 (0,) (,09)*** (,66)*** (,46)*** (,48)*** (,94)*** (,60)*** (,07)** (0,9) (0,48) (0,9) 0,066 0,44 0,500 0,408 0,40 0,496 0,84 0,49,90 0,049 0,95 (0,4) (,6)*** (,)*** (,87)*** (,0)** (,6)*** (,6)** (,)** (0,5) (0,07) (,4)* 0,68-0,0-0,7-0,07 0,04 0,0 0,059-0,084 -,44-0,48-0,54 (0,86) (0,05) (0,4) (0,9) (0,) (0,07) (0,) (0,84) (0,06) (0,58) (0,67) 0,49-0,57-0,45-0,4-0,60-0,68-0,7 0,00-0,94-0,00-0,74 (,04) (,06) (0,86) (,0) (,0)* (,6) (0,77) (0,5) (0,) (0,00) (0,59) 0, -0,464-0,6-0,66-0,47-0,40-0,49 0,07 0,968,98 0,764 (0,7) (0,6) (0,50) (0,9) (0,60) (0,58) (0,65) (0,40) (0,6) (0,74) (0,7) 9,5-0,8-94,6-4,090-47,5-5,46-0,995 68,79-06,09-5, ,005 (0,5) (,5)* (,0) (,95)* (,70)** (,50)* (,75)* (0,88) (0,78) (0,) (0,88) 4,7-9,48-6,849-6,695 -,9-4,0-0,599 5,805-7,747 0,07-50,65 (,67)** (0,48) (0,) (,0) (0,70) (0,78) (0,7) (,64)** (0,6) (0,) (0,67) 54,4 06,969 97,77 8,0 97,48 90,885 75,59 6,9 569,5 46,77-49,57 (,69)*** (,00)*** (,7)*** (,)** (,)*** (,64)*** (,47)*** (,84)*** (0,50) (,0) (0,54) 0,900-6,068-6,97-4,687-8,608 -,8-9,996,50 -,476 -, -5,5 (,8) (0,80) (0,79) (0,87) (,0) (,) (0,6) (,) (0,4) (0,04) (0,48) 9,885 6,040 5,79 9,099 8,575,00,50,89 58,505-4,64 7,85 (,99)*** (,4)* (0,88) (,4) (,69)** (,4)* (,68)** (,75)*** (0,0) (0,0) (0,7) -0,005-0,00 0,00-0,008-0,00 0,004-0,009-0,005-0,00 0,0-0,09 (0,44) (0,4) (0,09) (0,40) (0,) (0,8) (0,4) (0,57) (0,07) (0,4) (0,50) 0,008 0,0 0,08 0,05 0,0 0,09 0,06 0,00 0,069 0,069 0,05 (0,66) (,) (,46)* (,5) (,7) (,4)* (,4) (0,9) (,8) (,8)* (,04) -0,00 0,00 0,008-0,004 0,00 0,00-0,004-0,00-0,004 0,05-0,07 (0,9) (0,09) (0,) (0,8) (0,0) (0,9) (0,9) (0,) (0,08) (0,7) (0,45) -0,00 0,004 0,0-0,00 0,005 0,0-0,00-0,00-0,004 0,05-0,09 (0,4) (0,7) (0,4) (0,) (0,8) (0,48) (0,) (0,6) (0,08) (0,6) (0,45) 0,70 0,96 0,667 0,90 0,706 0,,50,84 R (,0)*** (5,75)*** (5,86)*** (6,6)*** (6,8)*** (,8)*** (4,75)*** (,76)** 0,8,095,00,0,0 0,6 0,997,89 R (,84)** (9,85)*** (5,86)*** (9,9)*** (5,80)*** (,46)*** (,77)*** (,8)*** Źródło: obliczenia własne. Uwagi: porównaj uwagi do Tabeli. 9