Mechanizm transmisji polityki pieniężnej-współczesne ramy teoretyczne, nowe wyniki empiryczne dla Polski

Transkrypt

1 Mechanizm ransmisji poliyki pieniężnej-współczesne ramy eoreyczne, nowe wyniki empiryczne dla Polski Ryszard Kokoszczyński, Tomasz Łyziak 2, Małgorzaa Pawłowska 3, Jan Przysupa 4, Ewa Wróbel 5 Wrzesień 2002 Makroekonomiczne ramy analizy mechanizmu ransmisji. Ekonomiści od dawna dyskuują na ema sposobów, w jaki poliyka pieniężna wpływa na gospodarkę. Konrowersje pojawiające się w oku ej dyskusji spowodowały, iż w lieraurze pojawiły się podejścia do analizy mechanizmu ransmisji impulsów poliyki pieniężnej, kóre nie wymagają specyfikowania konkrenej posaci zależności między zmiennymi reprezenującymi poliykę pieniężną (najczęściej jes o sopa procenowa banku cenralnego) a zagregowanymi charakerysykami całej gospodarki (wśród kórych wyróżnia się szczególnie produk krajowy bruo i inflację). Jednak dobór zmiennych wykorzysywanych w akich badaniach oraz inerpreacja i dyskusja uzyskanych wyników wymagają nadal przyjęcia pewnych makroekonomicznych ram analizy. Ramy e były przedmioem wielu konrowersji w hisorii myśli ekonomicznej. Wprawdzie o makroekonomii w dzisiejszym ego słowa znaczeniu mówi się dopiero od dwudziesego wieku 6, ale już w pracach merkanylisów znaleźć można próby wyjaśnienia przyczyn inflacji i poziomu akywności gospodarczej. Dyskusje ekonomisów na en ema prowadzone od począku XVIII wieku do la dziewięćdziesiąych XX wieku można króko scharakeryzować jako dyskurs między poglądami merkanylisycznymi i klasycznymi 7. 2.W II połowie la dziewięćdziesiąych minionego wieku w świaowej (acz zdominowanej przez wykszałconych w USA ekonomisów i prace empiryczne doyczące gospodarki amerykańskiej) lieraurze makroekonomicznej zaczęło się wyłaniać w miarę powszechnie akcepowane makroekonomiczne podejście do analiz poliyki pieniężnej 8. Począkowo konsrukcja Narodowy Bank Polski, Biuro Badań Makroekonomicznych (Ryszard.Kokoszczynski@mail.nbp.pl) 2 Narodowy Bank Polski, Biuro Badań Makroekonomicznych (Tomasz.Lyziak@mail.nbp.pl) 3 Narodowy Bank Polski, Deparamen Sysemu Finansowego (Malgorzaa.Pawlowska@mail.nbp.pl) 4 Narodowy Bank Polski, Biuro Badań Makroekonomicznych (Jan.Przysupa@mail.nbp.pl) 5 Narodowy Bank Polski, Biuro Badań Makroekonomicznych (Ewa.Wrobel@mail.nbp.pl) Auorzy dziękują W. Charemzie, D. Mayesowi, W. Orłowskiemu oraz kolegom z NBP za liczne uwagi do eksu. Odpowiedzialność za wszyskie pozosałe błędy spada na auorów. 6 Termin makroekonomia pojawia się w lieraurze w ekście arykułu w roku 945, a w yule w roku 946; wcześniej mówiło się raczej o ekonomii monearnej i eorii cyklu koniunkuralnego rozumianych jako w dużym sopniu niezależne nury badań, por. Baumol (2000), Blanchard (999). 7 Parz Humphrey (998), Wojyna (2000), Woodford (999). 8 Nur en bywa rozmaicie nazywany Goodfriend i King mówią o nowej synezie neoklasycznej, wielu innych auorów uważa go jednak za kolejną fazę rozwoju nowej ekonomii keynesisowskiej; parz Clarida i in. (999), Gali (2002), Goodfriend, King (997) i Woodford (2002).

2 a była wyraźnie nakierowana na analizę poliyki pieniężnej w gospodarce zamknięej. Najważniejsze elemeny podsawowego modelu wykorzysywanego w ym nurcie, jaki powsaje dzięki zasosowaniu meodyki szkoły realnego cyklu koniunkuralnego do gospodarki z lepkimi cenami i płacami, można przedsawić skróowo w nasępujący sposób: gospodarswa domowe dokonują międzyokresowej opymalizacji funkcji użyeczności, kóra jes funkcją konsumpcji, czasu pracy i zasobów pieniężnych (finansowych); zasoby pracy są zróżnicowane, a więc gospodarswa domowe mają pozycję oligopolisyczną na rynku pracy, z czego wynika lepkość płac ypu Calvo 9 ; gospodarswa domowe alokują swój mająek między goówkę a obligacje (pozbawione ryzyka kredyowego), a akże akumulują kapiał (udosępniany nasępnie przedsiębiorswom), uzależniając wielkość jego akumulacji od koszów dososowań; przedsiębiorswa produkują zróżnicowane dobra, decydują (również w wyniku międzyokresowej opymalizacji) o wielkości nakładów pracy i kapiału oraz usalają ceny dóbr (ceny e charakeryzują się również lepkością posaci proponowanej przez Calvo). Jeśli celem działania przedsiębiorsw jes maksymalizacja ich warości, o ceny muszą być przez nie usalane jako ważona średnia bieżących i oczekiwanych w przyszłości nominalnych koszów krańcowych. Jes o równoważne usalaniu cen w aki sposób, iż ważona średnia anycypowanych na przyszłość narzuów równa jes opymalnej wielkości narzuu w syuacji, w kórej w gospodarce nie wysępują żadne szywności. 3. Z powyższych założeń wynika, iż bieżący poziom cen jes średnią ważoną z cen usalonych w przeszłości i nie podlegającym zmianom w danym okresie oraz z cen właśnie zmienionych. Zmiany poziomu cen, a więc inflacja, zależą wedy od oczekiwań przedsiębiorsw co do przyszłej inflacji oraz od różnicy między bieżącym realnym koszem krańcowym a wielkością ego koszu w sanie długookresowej równowagi. Ta osania różnica jes proporcjonalna do różnicy między wielkością bieżącego produku a opymalną wielkością produku w syuacji doskonale elasycznych cen w nowej makroekonomii o właśnie a osania wielkość uważana jes za lukę popyową. Tak sformułowana zależność nazywana jes nową (keynesisowską) krzywą Phillipsa i zapisywana w nasępujący sposób: ( ) π = β E {π + } + κ x gdzie π oznacza inflację w okresie wyznaczonym przez subskryp, E oznacza warość oczekiwaną w okresie, x o luka popyowa, zaś β i κ są paramerami modelu. 4. Podobnie, opymalizacja dokonywana przez podmioy gospodarcze daje w wyniku nasępującą posać zależności produkcji od sopy procenowej (krzywej IS): ( 2 ) y = -σ - (r E {π + } ρ) + E {y + } + ( ρ g ) g gdzie y oznacza wielkość produkcji, g jes egzogenicznym składnikiem łącznego popyu (np. wydakami rządowymi), r o nominalna sopa procenowa, ρ = -log β (sopa dyskona równa jednocześnie realnej sopie procenowej w sanie długookresowej równowagi nieuwzględnia- 9 Niejednoczesne dososowywanie się pojedynczych cen (płac) w koncepcji Calvo oznacza, iż producenci zmieniają ceny co pewien czas z prawdopodobieńswem zmiany w danym momencie opisanym egzogenicznie zadanym procesem Poissona. Oznacza o, iż w każdym okresie isnieje sałe prawdopodobieńswo q, iż firma będzie mogła dokonać zmiany ceny swego produku. Taki model lepkości wprowadzony zosał w Calvo (983), parz akże Blinder (994), Romer (2000). 2

3 jącym sekularnego wzrosu gospodarczego, można ją również uważać za nauralną sopę procenową), zaś σ i ρ g o paramery modelu. Mechanizm ransmisji w ym modelu wygodnie jes jednak charakeryzować mając krzywą IS sformułowaną również wpros w erminach luki popyowej: ( 3 ) X = = -σ - (r E {π + } ρ) + E {x + } 5. Powyższe dwa równania sanowią najbardziej zagregowany srukuralny model mechanizmu ransmisji w gospodarce zamknięej. Dla celów sandardowych analiz uzupełnia się je zwykle zależnością wiążącą sopę procenową, inflację i lukę popyową, jaka pozwala wykorzysywać model do dynamicznych symulacji. Zależność aka zwykle zakłada, iż sopa procenowa zmienia się w reakcji na odchylenia inflacji od jej poziomu docelowego i wielkość luki popyowej 0. Modele ego ypu są od kilku la wykorzysywane i w lieraurze akademickiej, i w pracach badawczych prowadzonych w bankach cenralnych. Osanio w lieraurze pojawiają się nawe sugesie, by ak rozumiana nowa syneza neoklasyczna weszła do sandardowego kursu makroekonomii 2 6. Uwzględnienie owarości gospodarki wymaga rozbudowania powyższej konsrukcji. Jeśli założymy, iż imporowane dobra są w przeważającej mierze dobrami finalnymi, a więc ich ceny wchodzą bezpośrednio do wskaźnika cen konsumpcyjnych, o równanie inflacji będzie miało posać ( 4 ) π = π H, + α q /(-α) gdzie q oznacza realny kurs waluowy, α jes sopniem owarości gospodarki, zaś π H o inflacja krajowa opisana krzywą Phillipsa o posaci analogicznej do (), yle ylko, że współczynnik sojący przy luce popyowej jes również zależny od α. Krzywa IS dla małej gospodarki owarej, wyrażona w erminach luki popyowej, ma zaś posać 3 ( 5 ) X = = -σ - ω α (r E {π + } ρ + f α E { y * +}) + E {x + } gdzie paramery z subskrypem α zależą od sopnia owarości gospodarki, a gwiazdka oznacza zmienne doyczące zagranicy. Dla opisu zmian kursu waluowego w modelach ego ypu wykorzysuje się jakąś wersję równania niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych (UIP), co oznacza, iż zmiany kursu są funkcją bieżących i anycypowanych różnic w sopach procenowych między rozparywaną małą gospodarką owarą i zagranicą. Widzimy więc, iż san długookresowej równowagi dla małej gospodarki owarej różni się od przypadku gospodarki zamknięej ym, iż kszałowanie się inflacji zależy od sopnia owarości gospodarki i od zmian jej kursu waluowego, a kszałowanie się luki popyowej zależy 0 Szczegółowo reguły sóp procenowych o różnej posaci analizuje Woodford (2002), r. i 4; w r.8 pokazuje on naomias, iż reguły ej posaci są w szerokiej klasie modeli ransmisji podobnych do prezenowanego uaj regułami opymalnymi. Clarida e al. (999), Roemberg, Woodford (997), Taylor (red.) (999). 2 Romer 2000), Taylor (2000). 3 Gali (2002). 3

4 również od obu ych wielkości i od sopnia subsyucji między dobrami krajowymi i zagranicznymi. Waro przy ym zwrócić uwagę, iż nauralna sopa procenowa w małej gospodarce owarej zależy nie ylko od wymienionych wcześniej paramerów i od krajowej produkywności, ale również od oczekiwanego wzrosu produkcji zagranicy. Powyższe wnioski zależą jednak silnie od szczegółowych cech owarości gospodarki. Najważniejsze różnice wynikają z założenia o charakerze dóbr imporowanych. Jeśli dobra e nie są dobrami wchodzącymi bezpośrednio w skład koszyka wyznaczającego CPI, ylko wyłącznie dobrami pośrednimi, wykorzysywanymi do produkcji dóbr w rozparywanej małej gospodarce, o zmiany kursu wpływają na inflację ylko za pośrednicwem swego oddziaływania na lukę popyową. Oznacza o, że zarówno mechanizm ransmisji, jak i czynniki kszałujące bezpośrednio inflację są w akiej syuacji dużo bardziej podobne do przypadku gospodarki zamknięej. Owarość gospodarki nie oznacza więc uaj nowego kanału ransmisji, a ylko pojawienie się dodakowych rodzajów szoków oddziaływujących na lukę popyową 4. 2 Mały srukuralny model mechanizmu ransmisji monearnej w Polsce. Przedsawione w poprzedniej części koncepcje sały się podsawą do zbudowania w Narodowym Banku Polskim małego srukuralnego modelu ransmisji 5. Model en zbudowany jes właśnie wokół rzech związków osadzonych głęboko w eorii ekonomii, kóre, jak o przedsawiono wcześniej, uznaje się za kluczowe elemeny modeli makroekonomicznych opisujących mechanizm ransmisji impulsów poliyki pieniężnej. Związki e o krzywa IS, niezabezpieczony parye sopy procenowej (UIP) oraz krzywa Phillipsa. 6 Pełny zesaw równań modelu wraz z oszacowaniami przedsawia się nasępująco (odchylenia sandardowe warości szacowanych współczynników podane są w nawiasach) 7 : r r ( 6 ) log( ) log( y ) = 0,07 + 0,4 log( y ) log( y ) 0,32 i 0,09 log( e ) π y 2 (0,5) (0,5) (0,02) =,02 + π + 0,34 log y 3 log y 3 0,02 log e (0,2) (0,00) C e r () ( 7 ) ( ) ( ) ( ) 0 + 0,0 s (0,00) F F F ( 8 ) π π 0.48 π 0. ( log( p ) log( p )) = 0 (0.09) (0.09) (0.05) O USD USD USD / PLN USD / PLN ( 9 ) π = log( b ) log( b ) log( e ) ( e ) + log 4 Model ego ypu analizowany jes w McCallum i Nelson (200). 5 Opis pierwonej wersji modelu znaleźć można w: T. Łyziak (200). 6 Por. Woodford (2002), sr.. 7 Bardziej szczegółowe diagnosyki poszczególnych równań małego srukuralnego modelu mechanizmu ransmisji monearnej w Polsce przedsawione są w załączniku do ej części. 4

5 ( 0 ) π = w C π C + w F π F + w O π O e e ( ) π = 0,82 π + 0,3 π (0,05) (0,05) e ( 2 ) π = 0, 72 π e log e log e+ r r r r( f ) ( 3 ) ( ) ( ) = i i USD / PLN n EUR EUR / USD ( 4 ) log( e ) = log( e ) w log( e ) ( 5 ) i 0,5 log( y ) log( y ) +,5 ( π π ) = Przyjęo nasępujące oznaczenia: y produk krajowy bruo w ujęciu realnym (miara zagregowanego popyu); y poencjalny produk krajowy bruo w ujęciu realnym (wyznaczony przy pomocy filru Hodricka-Prescoa); i jednomiesięczna sopa procenowa rynku międzybankowego (WIBORM) w ujęciu nominalnym; r i jednomiesięczna sopa procenowa rynku międzybankowego (WIBORM) w ujęciu realnym; r ( f ) i zagraniczna sopa procenowa w ujęciu realnym; n e nominalny efekywny kurs waluowy 8 ; r e realny efekywny kurs waluowy; USD / PLN e EUR / USD e nominalny kurs złoego do dolara amerykańskiego; kurs krzyżowy dolara amerykańskiego do euro; EUR w waga euro w koszyku waluowym przyjęa do wyznaczenia nominalnego efekywnego kursu waluowego; C π kwaralna sopa wzrosu cen owarów i usług konsumpcyjnych z wyłączeniem żywności oraz ropy nafowej (inflacja neo); F π kwaralna sopa wzrosu cen owarów żywnościowych; O π kwaralna sopa wzrosu cen ropy nafowej; 8 Według konwencji przyjęej w niniejszym opracowaniu kurs waluowy definiowany jes jako ilość jednosek waluy obcej za jednoskę waluy krajowej, ak więc wzros kursu waluowego oznacza aprecjację waluy krajowej. 5

6 C w F w O w waga owarów i usług konsumpcyjnych z wyłączeniem owarów żywnościowych i ropy nafowej w koszyku służącym do obliczania wskaźników inflacji; waga owarów żywnościowych w koszyku służącym do obliczania wskaźników inflacji; waga ropy nafowej w koszyku służącym do obliczania wskaźników inflacji; USD b cena baryłki ropy nafowej na rynkach świaowych (w dolarach amerykańskich); π kwaralna sopa wzrosu cen owarów i usług konsumpcyjnych; π cel inflacyjny banku cenralnego; F P poziom cen owarów żywnościowych; P ogólny poziom cen owarów i usług konsumpcyjnych; e π oczekiwania inflacyjne osób prywanych w ujęciu kwaralnym; e π skorygowana miara oczekiwań inflacyjnych osób prywanych (spełniająca w długim okresie hipoezę racjonalności); (i) s sezonowa zmienna zero-jedynkowa przyjmująca warość jednoskową w i-ym kwarale ( = {,2,3,4 }) i. Równanie ( 6 ) o krzywa zagregowanego popyu, w kórej luka popyowa uzależniona jes od swojej opóźnionej warości, realnej sopy procenowej oraz realnego efekywnego kursu waluowego. Posać funkcyjna ej krzywej jes podobna do posaci krzywych IS wyprowadzonych w ramach modeli równowagi ogólnej na podsawie przesłanek mikroekonomicznych. Jedynym odsępswem jes pominięcie oczekiwań doyczących kszałowania się luki popyowej w przyszłości po prawej sronie równania ( 6). Rezygnacja z uwzględnienia ego komponenu, a przez o pozbawienie krzywej zagregowanego popyu charakeru anycypacyjnego, jes prakyką sosowaną powszechnie w pracach empirycznych 9 m.in. w modelach Baini i Haldane (999), Muinhosa (200) oraz de Freiasa i Muinhosa (200). W akualnej wersji małego srukuralnego modelu mechanizmu ransmisji monearnej w Polsce dynamiki cen wyróżnionych elemenów koszyka konsumpcyjnego j. owarów żywnościowych, ropy nafowej oraz pozosałych owarów i usług konsumpcyjnych uwzględnianych przy obliczaniu wskaźników inflacji są modelowane w oddzielnych równaniach. W równaniu ( 7 ) zmienną objaśnianą jes kwaralna dynamika cen owarów i usług konsumpcyjnych z wyłączeniem żywności oraz ropy nafowej (inflacja neo). Zmiennymi objaśniającymi są: luka popyowa, realny efekywny kurs waluowy oraz oczekiwania inflacyjne osób prywanych w ujęciu kwaralnym. Waro zauważyć, iż w przyjęej posaci krzywej Phillipsa uwzględniono skorygowaną miarę oczekiwań inflacyjnych osób prywanych, jaka po podsawieniu do długookresowego rozwiązania równania ( ) w kórym oczekiwania inflacyjne osób prywanych objaśniane są przez swoją opóźnioną warość oraz sopę wzrosu ogólnego poziomu cen w danym kwarale zbiegałaby w długim okresie do fakycznej sopy inflacji. Miara a jes określona równaniem ( 2 ). 9 Razzak (2002) określa wersję krzywej zagregowanego popyu pozbawioną charakeru anycypacyjnego mianem empirycznej wersji krzywej IS. Por. Razzak (2002), sr

7 Specyfikacja równania ( 8 ) inspirowana jes posacią mechanizmu korekcji błędu (ECM). Biorąc pod uwagę nieznacznie przekszałconą posać ego równania 20, kwaralna dynamika cen owarów żywnościowych objaśniana jes przez krókookresowe wahania poziomu cen owarów i usług konsumpcyjnych z wyłączeniem żywności i ropy nafowej, dynamikę cen ropy nafowej oraz opóźnioną dynamikę cen owarów żywnościowych, jak również przez relaywną cenę owarów żywnościowych w poprzednim okresie. Równanie ( 9 ) definiuje kwaralną dynamikę cen ropy nafowej. Przyjęo w nim założenie, iż zmiany cen baryłki ropy nafowej na rynkach świaowych wyrażonych w dolarze amerykańskim oraz zmiany kursu waluowego złoego do dolara przekładają się w pełni na zmiany cen ropy nafowej na rynku krajowym. Założenie o absrahuje od cech insyucjonalnych rynku paliwowego w Polsce, w związku z czym powinno być rakowane jako przybliżenie procedur kszałowania cen na ym rynku. Równanie ( 0 ) ma charaker ożsamości i sanowi, iż inflacja mierzona wskaźnikiem cen owarów i usług konsumpcyjnych (CPI) jes średnią ważoną dynamiki cen wyróżnionych grup koszyka konsumpcyjnego. Waga owarów żywnościowych w ym koszyku wynosi obecnie 29,73%, naomias waga paliw 3,7%. Poziom kursu waluowego w modelu określa reguła niezabezpieczonego paryeu sopy procenowej, wyrażona równaniem ( 3 ). Reguła a wyrażona jes w kaegorii realnego efekywnego kursu waluowego oraz realnych sóp procenowych, co dla przyjęych miar realnego kursu waluowego - jes równoważne analogicznej regule wyrażonej w kaegorii nominalnego efekywnego kursu waluowego i nominalnych sóp procenowych. Chociaż reguła niezabezpieczonego paryeu sopy procenowej jes częso kwesionowana w badaniach empirycznych, Meredih (998) na podsawie danych z krajów grupy G-7 wykazuje jednak, iż jej niespełnienie daje o sobie znać głównie w krókim okresie, kiedy o wahaniach kursu waluowego decydują zmiany premii za ryzyko, nie związane ściśle z czynnikami fundamenalnymi. Z kolei kszałowanie kursu waluowego w dłuższym okresie w zdecydowanie większym sopniu odzwierciedla czynniki fundamenalne, co prowadzi do spełnienia reguły niezabezpieczonego paryeu sopy procenowej. W nowszych badaniach, w kórych wzięo pod uwagę dane ze Sanów Zjednoczonych, Wielkiej Bryanii i Niemiec, Bekaer, Wei i Xing (2002) dowodzą, iż odsępswa od reguły niezabezpieczonego paryeu sopy procenowej wydają się mniej isone niż wynikałoby o z uprzednich analiz, przy czym związane są one raczej z doborem analizowanych walu aniżeli z doborem horyzonu analizy. W obecnej wersji modelu wysępują dwa rodzaje nominalnego kursu waluowego: kurs efekywny oraz kurs złoego do dolara amerykańskiego. Warunek arbirażu na rynku waluowym umożliwia wyprowadzenie relacji ( 4 ), w kórej kurs złoego do dolara jes funkcją nominalnego efekywnego kursu waluowego oraz kursu krzyżowego dolara amerykańskiego do euro, rakowanego jako zmienna egzogeniczna modelu. 20 Chociaż w zapisie równania ( 8 ) wśród zmiennych objaśniających dynamikę cen owarów żywnościowych wysępuje dynamika ogólnego poziomu cen, o jednak równanie o ławo przekszałcić w aki sposób, ażeby zasąpić ją zmianami cen owarów i usług konsumpcyjnych z wyłączeniem cen żywności i ropy nafowej oraz przez dynamikę cen ropy nafowej. Wychodząc od ogólnej posaci ego równania: [a] F F F ( ) ( ) π = α0 + α π + α2 π + α3 log p log p i podsawiając do niego warunek określony równaniem ( 9 ) można dojść do nasępującego zapisu: [b] π F ( p ) ( p ) O C α0 α w O α w C α2 F α3 + π + π + π + log log F F F F F α w α w α w α w α w F = 7

8 Równanie ( 5) przedsawia funkcję reakcji banku cenralnego, j. regułę, zgodnie z kórą kszałowany jes poziom nominalnych sóp procenowych. Chociaż poziom sóp procenowych jes wynikiem decyzji władz monearnych, w ramach modeli makroekonomicznych podlega on zwykle endogenizacji, przyjmującej posać funkcji reakcji banku cenralnego. Uzasadnieniem endogenizacji sóp procenowych jes konsaacja, iż decyzje władz monearnych nie są egzogeniczne względem procesów nominalnych i realnych zachodzących w gospodarce. Uwzględnienie w modelach makroekonomicznych funkcji reakcji banku cenralnego jes szczególnie isone przy przeprowadzaniu symulacji oraz opracowywaniu długookresowych prognoz. W najnowszej lieraurze kwesionowana jes bowiem użyeczność i warość informacyjna długookresowych prognoz bazujących na założeniu sałości nominalnych sóp procenowych, czyli zw. prognoz warunkowych. Uhlig (200) dowodzi, iż konrfakyczne prognozy opracowywane dla Sanów Zjednoczonych przy założeniu, iż w całym 200 r. nominalne sopy procenowe pozosałyby na poziomie z końca 2000 r., prowadziłoby do konkluzji, iż pod koniec 2002 r. gospodarka amerykańska doświadczy 0-procenowej deflacji. Auor en posuluje, aby prognozy sporządzane dla akiego horyzonu miały charaker prognoz bezwarunkowych, j. akich, kóre zakładają, iż władze monearne podejmują decyzje zgodne z regułą poliyki pieniężnej. Funkcja reakcji banku cenralnego włączona do małego srukuralnego modelu mechanizmu ransmisji monearnej w Polsce nawiązuje do klasycznej reguły Taylora. Poziom nominalnej sopy procenowej w równaniu ( 5 ) jes uzależniony od luki popyowej oraz od różnicy między inflacją (wynikającą z modelu) a celem inflacyjnym. 8

9 Na schemacie poniżej przedsawiono syneycznie zależności uwzględnione w obecnej wersji małego srukuralnego modelu mechanizmu ransmisji monearnej w Polsce Schema. Mały srukuralny model mechanizmu ransmisji monearnej w Polsce Oczekiwania inflacyjne osób prywanych [] [7] [5] [5] Krajowa sopa procenowa Zagraniczna sopa procenowa [6] [3] [3] Luka popyowa [6] Efekywny kurs waluowy [4] [7] [7] [9] Inflacja bazowa (bez cen żywności i ropy nafowej) Wzros cen ropy nafowej [0] [0] Inflacja Kurs EUR/USD [4] Kurs USD/PLN [9] [0] Cena baryłki ropy (w USD) Wzros cen żywności [8] Uwaga. Ze względu na przejrzysość schemau wprowadzono szereg uproszczeń: m.in. nie dokonano rozróżnienia między sopami procenowymi oraz efekywnym kursem waluowym w wyrażeniu nominalnym oraz realnym jak również nie zobrazowano wpływu na poziom danej zmiennej jej warości opóźnionych. Numery zależności podane w nawiasach przy poszczególnych srzałkach odpowiadają numerom obrazowanych przez nie równań. Linią przerywaną zaznaczono funkcję reakcji banku cenralnego. Zmienne egzogeniczne modelu zapisano kursywą. Źródło: opracowanie własne. 2. W celu przeprowadzenia analizy siły oraz opóźnień mechanizmu ransmisji impulsów poliyki pieniężnej w Polsce wykonano symulację impulsu sopy procenowej. Założono, iż na okres czerech kwarałów nominalna sopa procenowa zosanie podwyższona o punk procenowy, co w ramach rozparywanego modelu odpowiada wzrosowi kwaralnej sopy procenowej o 0,25 punku procenowego. W okresie ym reguła poliyki pieniężnej zosaje uszywniona. Na wykresie poniżej przedsawiono funkcje reakcji wybranych zmiennych, j. luki popyowej, realnego kursu waluowego oraz inflacji kwaralnej i rocznej, na zadany impuls. Waro zaznaczyć, iż funkcje reakcji uzyskiwane z ego ypu symulacji odzwierciedlają efek neo zmian paramerów poliyki pieniężnej wywierany na rozparywane wielkości makroekonomiczne. 9

10 Rys. Funkcje reakcji wybranych zmiennych makroekonomicznych na impuls sopy procenowej 0.3% 0.2% 0.% 0.0% -0.% -0.2% sopa procenowa w wyrażeniu kwaralnym (lewa oś) luka popyowa (lewa oś) inflacja kwaralna (lewa oś) inflacja roczna (lewa oś) realny efekywny kurs waluowy (prawa oś).2%.0% 0.8% 0.6% 0.4% 0.2% 0.0% -0.3% -0.2% -0.4% kwarał po impulsie sopy procenowej -0.4% Źródło: opracowanie własne. Naychmiasową konsekwencją wzrosu sopy procenowej jes aprecjacja realnego efekywnego kursu waluowego, wynosząca od % w kwarale impulsu poliyki pieniężnej do 0,2% w rzecim kwarale po ym impulsie. Maksymalny spadek presji popyowej, wynoszący ok. 0,2 punku procenowego, przypada na szósy oraz siódmy kwarał po impulsie sopy procenowej. Zgodnie z danymi przedsawionymi na wykresie, po okresie wzrosu resrykcyjności poliyki pieniężnej, w czasie kórego funkcja reakcji banku cenralnego pozosaje uszywniona, sopy procenowe zosają obniżone do poziomu poniżej pułapu wyjściowego, co wynika bezpośrednio ze spadku fakycznej inflacji oraz rozwarcia się luki popyowej. Funkcja reakcji dynamiki cen (ak kwaralnej jak i rocznej) ma dwa minima lokalne (kszał liery W). Pierwsze z nich, przypadające na kwarał impulsu poliyki pieniężnej w przypadku inflacji kwaralnej oraz na drugi i rzeci kwarał po ym impulsie w przypadku inflacji rocznej, odzwierciedla bezpośrednie efeky kanału kursu waluowego (zmiana cen dóbr imporowanych wyrażonych w walucie krajowej). Drugie z minimów lokalnych, przypadające na siódmy i ósmy kwarał po impulsie sopy procenowej w przypadku inflacji kwaralnej, zaś w przypadku i inflacji rocznej opóźnione dodakowo o jeden kwarał, odzwierciedla pośrednie efeky kursu waluowego oraz efeky kanału sopy procenowej i kanału kredyów bankowych (oddziaływanie przez lukę popyową). Wzros sóp procenowych wywiera największy wpływ na inflację kwaralną w szósym i siódmym kwarale po impulsie poliyki pieniężnej, kiedy kwaralna dynamika cen obniża się o ok. 0, punku procenowego w porównaniu z syuacją, w kórej nie byłoby ingerencji władz monearnych. Maksymalny spadek inflacji rocznej wynosi naomias ok punku procenowego i przypada na ósmy oraz dziewiąy kwarał po zadanym impulsie. Na kolejnych wykresach przedsawiono reakcję dynamiki cen wyodrębnionych elemenów koszyka konsumpcyjnego: żywności, ropy nafowej oraz pozosałych dóbr i usług konsumpcyjnych. Na zmianę sóp procenowych najszybciej reagują ceny ropy nafowej oraz ceny żywności. O ile ceny ropy w równaniu ( 9 ) małego srukuralnego modelu mechanizmu ransmisji monearnej w Polsce związane są bezpośrednio z kursem złoego do dolara amery- 0

11 kańskiego, co łumaczy ich szybką reakcję na decyzje banku cenralnego, o yle jednoczesna reakcja cen owarów żywnościowych wynika z faku, iż w świele równania ( 8 ) dososowują się one bardzo szybko do zmian cen pozosałych elemenów koszyka konsumpcyjnego, w ym ropy nafowej. Efek en jes zapewne przynajmniej do pewnego sopnia subsyuem nie uwzględnionego w modelu explicie oddziaływania kursu waluowego na ceny owarów żywnościowych, kóre w ramach wcześniejszych badań okazywało się silne. 2 Zgodnie z równaniem ( 7 ) modelu, ceny pozosałych elemenów koszyka konsumpcyjnego reagują na zmianę sóp procenowych zarówno wskuek wpływu wywieranego przez wahania kursu waluowego na ceny dóbr imporowanych wyrażone w walucie krajowej, jak również wskuek oddziaływania sóp procenowych i kursu waluowego na presję popyową w gospodarce. Rys. 2 Funkcje reakcji kwaralnej dynamiki cen żywności, ropy nafowej oraz pozosałych dóbr i usług konsumpcyjnych na impuls sopy procenowej 0.04% 0.4% 0.02% 0.00% -0.02% -0.04% -0.06% -0.08% -0.0% inflacja kwaralna (lewa oś) kwaralna dynamika cen żywności (lewa oś) kwaralna inflacja bazowa (lewa oś) kwaralna dynamika cen ropy (prawa oś) 0.2% 0.0% -0.2% -0.4% -0.6% -0.8% -.0% -.2% -0.2% kwarał po impulsie sopy procenowej -.4% Źródło: opracowanie własne. 2 Por. R. Kokoszczyński [red.] (999), sr. 4.

12 Rys. 3 Funkcje reakcji rocznej dynamiki cen żywności, ropy nafowej oraz pozosałych dóbr i usług konsumpcyjnych na impuls sopy procenowej 0.0% 0.05% 0.00% -0.05% -0.0% -0.5% -0.20% -0.25% -0.30% -0.35% -0.40% inflacja roczna (lewa oś) roczna dynamika cen żywności (lewa oś) roczna inflacja bazowa (lewa oś) roczna dynamika cen ropy (prawa oś) kwarał po impulsie sopy procenowej.5%.0% 0.5% 0.0% -0.5% -.0% -.5% Źródło: opracowanie własne. 3. Akualna wersja małego srukuralnego modelu mechanizmu ransmisji monearnej w Polsce, zaprezenowana w niniejszej pracy, zosała oszacowana na próbie czasowej skróconej i zakualizowanej w sosunku do wcześniej prezenowanej wersji modelu. Uwzględnienie nowych obserwacji oraz rezygnacja z odrębnego modelowania efeków kanału kredyów bankowych umożliwiła pełniejsze uwzględnienie w modelu wpływu kursu waluowego zarówno bezpośredniego (wpływ kursu waluowego na ceny dóbr imporowanych wyrażone w walucie krajowej), jak eż pośredniego (wpływ kursu waluowego na zagregowany popy). Dokonana zosała również dezagregacja owarów i usług konsumpcyjnych na rzy grupy (owarów żywnościowych, ropy nafowej oraz pozosałych owarów i usług konsumpcyjnych), kórych dynamiki cen zosały poddane odrębnej analizie. Mechanizm ransmisji impulsów poliyki pieniężnej w Polsce podlega ciągłej ewolucji. Zmieniają się elasyczności, opóźnienia i charaker związków łączących poszczególne zmienne w sieci wzajemnych inerakcji. Próbując określić zmianę znaczenia luki popyowej w mechanizmie ransmisji impulsów poliyki pieniężnej w Polsce można swierdzić, iż w sensie saysycznym wpisuje się ona obecnie lepiej w podsawowe zależności makroekonomiczne wysępujące w modelu, j. w krzywą zagregowanego popyu i krzywą Phillipsa, oraz że nasąpiło przyspieszenie reakcji presji popyowej w gospodarce na impuls sopy procenowej. Z funkcji reakcji zaprezenowanych poniżej wynika, że o ile w pierwonej wersji małego srukuralnego modelu mechanizmu ransmisji monearnej w Polsce maksymalna reakcja luki popyowej miała miejsce w piąym i szósym kwarale po impulsie poliyki pieniężnej, o yle w akualnej wersji modelu przypada ona podobnie zreszą jak w bryyjskim modelu Baini i Haldane (999) na rzeci kwarał po ym impulsie. Chociaż w akualnej wersji modelu siła maksymalnej reakcji presji popyowej na impuls sopy procenowej wydaje się mniejsza niż w wersji pierwonej, nie należy ego rakować jako sympomu osłabienia propagacji impulsów poliyki pieniężnej na ym eapie ransmisji. Wynik en podobnie zreszą jak konsaację o wzroście wrażliwości kwaralnej dynamiki cen na zmiany luki popyowej wynikającą z oszacowa- 2

13 nia krzywej Phillipsa należy bowiem przypisać głównie odmiennemu sposobowi szacowania luki popyowej w obu wersjach modelu. 22 Rys. 4 Reakcja luki popyowej na impuls sopy procenowej w Polsce (pierwona i akualna wersja małego srukuralnego modelu mechanizmu ransmisji monearnej) i w Wielkiej Bryanii pk. proc Wielka Bryania Polska (MSMTM 200) Polska (MSMTM 2002) kwarał po impulsie sopy procenowej Źródło: opracowanie własne na podsawie: L. Mahadeva, P. Sinclair (200), sr. 34. Pomijając eapy pośrednie mechanizmu ransmisji impulsów poliyki pieniężnej i koncenrując uwagę na związku między ogniwami znajdującymi się na począku i końcu ego procesu, j. między nominalną sopą procenową oraz inflacją, wydaje się, iż zależność między ymi wielkościami w Polsce sopniowo zyskuje na sile. Funkcja reakcji inflacji rocznej na impuls poliyki pieniężnej uzyskana z akualnej wersji małego srukuralnego mechanizmu ransmisji monearnej w Polsce znalazła się pomiędzy funkcją reakcji orzymaną z pierwonej wersji ego modelu oraz funkcją reakcji orzymaną z bryyjskiego modelu Baini i Haldane (999). 22 W pierwonej wersji modelu luka popyowa szacowana była na podsawie szeregu PKB obejmującego okres od 992 r. do 999 r., naomias w wersji akualnej jes ona szacowana na próbie czasowej od 994 r. do 200 r. Miara presji popyowej wykorzysywana obecnie cechuje się relaywnie mniejszą zmiennością, w związku z czym wpływ analogicznych decyzji poliyki pieniężnej na ę miarę jes relaywnie mniejszy, naomias wpływ akualnej miary luki popyowej na dynamikę cen jes relaywnie większy aniżeli w pierwonej wersji modelu. 3

14 Rys. 5 Reakcja inflacji (rocznej) na impuls sopy procenowej w Polsce (pierwona i akualna wersja małego srukuralnego modelu mechanizmu ransmisji monearnej) i w Wielkiej Bryanii pk. proc Wielka Bryania Polska (MSMTM 200) Polska (MSMTM 2002) kwarał po impulsie sopy procenowej Źródło: opracowanie własne na podsawie: L. Mahadeva, P. Sinclair (200), sr. 34. O ile w pierwonej wersji modelu w Polsce maksymalny spadek rocznej dynamiki cen w odpowiedzi na impuls sopy procenowej był równy ok. 0,2 punku procenowego, o yle w akualnej wersji modelu wynosi on ponad 0,35 punku procenowego. Chociaż maksymalna reakcja w obu wersjach modelu przypada na en sam kwarał (dziewiąy kwarał po impulsie poliyki pieniężnej), o jedna waro odnoować, iż w krószym horyzoncie czasowym (j. do czwarego kwarału po impulsie poliyki pieniężnej) reakcja dynamiki cen uzyskana obecnie jes znacznie silniejsza niż była w pierwonej wersji modelu. Analiza funkcji reakcji dynamiki cen na impuls sopy procenowej pokazuje więc wzros efekywności propagacji impulsów poliyki pieniężnej. Jednak maksymalna reakcja inflacji rocznej w Polsce jes dwukronie słabsza, a maksymalna wielkość dososowań zachodzi mniej więcej z dwukronie większym opóźnieniem niż ma o miejsce w Wielkiej Bryanii. Załącznik: Oszacowania poszczególnych równań małego srukuralnego modelu mechanizmu ransmisji monearnej w Polsce Krzywa zagregowanego popyu równanie [6] log r r ( ) log( y ) = 0,07 + 0,4 log( y ) log( y ) 0,32 i 0,09 log( e ) y 2 (0,5) (0,5) (0,02) Meoda esymacji: dwusopniowa MNK (TSLS) Próba: (dane kwaralne) 4

15 R 2 : 0,82 R 2 skorygowany: 0,78 DW: 2,0 Krzywa Phillipsa równanie [7] π 0 s (0,00) r () ( y ) log( y ) 0,02 log( e ) + 0,0 C e =,02 + π + 0,34 log 3 3 (0,2) (0,00) Meoda esymacji: MNK (OLS) Próba: (dane kwaralne) R 2 : 0,89 R 2 skorygowany: 0,88 DW:,77 Uwaga. Warość wyrazu wolnego w krzywej Phillipsa zosała narzucona w celu uzyskania zgodnego z eorią znaku współczynnika przy realnym efekywnym kursie waluowym. Aby uniknąć nadmiernego subiekywizmu warunkiem brzegowym przyjęym przy usalaniu warości wyrazu wolnego była zgodność oszacowania współczynnika przy luce popyowej w równaniu [8] z warością ego współczynnika w analogicznym równaniu, w kórym pominięo realny kurs waluowy. Ze względu na fak, iż realny kurs waluowy w krzywej Phillipsa służy uwzględnieniu bezpośrednich efeków kanału kursu waluowego, włączenie go do równania nie powinno mieć bowiem isonego wpływu na szacunek współczynnika przy luce popyowej. Dynamika cen owarów żywnościowych równanie [8] π F F ( log( p ) log( p )) F = π 0.48 π 0. (0.09) (0.09) (0.05) Meoda esymacji: MNK (OLS) Próba: (dane kwaralne) R 2 : 0,76 R 2 skorygowany: 0,74 DW: 2,02 Oczekiwania inflacyjne osób prywanych równanie [] π e e = 0,82 π (0,05) + 0,3 π (0,05) Meoda esymacji: MNK (OLS) Próba: (dane kwaralne) R 2 : 0,95 R 2 skorygowany: 0,94 DW: 2,2 5

16 3 Badanie mechanizmu ransmisji innymi meodami 3. Makroekonomiczne efeky poliyki pieniężnej w modelach wekorowej auoregresji z dekompozycją srukuralną (SVAR) Przedsawione w poprzednich punkach podejście do analizy mechanizmu ransmisji korzysa z bardzo zagregowanego modelu srukuralnego gospodarki. Budowa modeli srukuralnych dla krajów przechodzących isone zmiany srukuralne i sysemowe jes szczególnie rudna, sąd w badaniach mechanizmu ransmisji w akiej syuacji częso korzysa się jednocześnie z jakościowo odmiennych narzędzi analizy empirycznej, jakimi są modele wekorowej auoregresji z dekompozycją srukuralną(svar) 23. Wyniki orzymane z modeli ego ypu są źródłem informacji pozwalających wnioskować o paradygmacie ekonomicznym, w ramach kórego funkcjonuje dana gospodarka i w związku z ym mogą sanowić punk wyjścia do modelowania srukuralnego. Dosarczają one również informacji o opóźnieniach reakcji badanych zmiennych na egzogeniczne wsrząsy poliyki pieniężnej. W modelach ych przyjmuje się sosunkowo małą liczbę założeń i pozwala się danym mówić samym za siebie. Wydaje się, że jes o szczególnie ważne w syuacji, gdy z uwagi na szybkie zmiany zachodzące w gospodarce, przyjmowanie a priori działania pewnych zależności może zniekszałcać obraz funkcjonowania gospodarki. Modele e wykorzysywane są w Narodowym Banku Polskim już od dłuższego czasu, a osanie publikowane ich wyniki (Kłos, Wróbel (200)) doyczyły zasosowania srukuralnej dekompozycji zaproponowanej przez Chrisiano, Eichenbauma i Evansa (994). Kłos i Wróbel (200) pokazali, że wpływ impulsu sopy procenowej na inflację w Polsce w okresie był podobny w kszałcie, choć różniący się siłą i srukurą opóźnień, do wyników uzyskiwanych w badaniach rozwinięych gospodarek rynkowych. Reakcja niekórych zmiennych realnych była jednak zupełnie odmienna, a niekiedy sprzeczna z inuicją i zdrowym rozsądkiem. Dobrym ego przykładem była reakcja produkcji, kóra w pierwszym okresie po zacieśnieniu poliyki pieniężnej rosła (zw. oupu puzzle). Przedsawiamy poniżej wyniki analogicznego badania przeprowadzonego dla wydłużonej próby (obejmującej dane do marca br. włącznie), w kórym rozszerzona zosała również lisa czynników, jakie bank cenralny uwzględnia podejmując decyzje o sopach procenowych. Badanie zosało dokonane na danych miesięcznych z okresu ; zmienne są odsezonowane (meodą X-2) i z wyjąkiem sopy procenowej zlogarymowane. Zmienne nie zosały poddane procedurze pozbawienia rendu. 2. Zgodnie z przyjęą meodą w niniejszym badaniu uożsamiamy impuls poliyki pieniężnej ze składnikiem losowym w poniższym równaniu S = ψ Ω + σv ( 6 ) ( ) s gdzie S jes insrumenem poliyki pieniężnej, ψ jes funkcją liniową, Ω jes zbiorem informacji dosępnych bankowi cenralnemu w momencie podejmowania decyzji co do warości S, σ jes liczbą dodanią, a v s jes składnikiem losowym bez auokorelacji, orogonalnym do składowych Ω i z jednoskową wariancją. Założenie o orogonalności oznacza, że zmienne należące do zbioru informacji Ω reagują na impuls poliyki pieniężnej z opóźnieniem. Jeśli założymy, iż gospodarkę dla celów ego badania można przedsawić w poniższej posaci VAR 23 Parz Enders (995), Favero (200) 6

17 ( 7 ) A Y = A Y i + Bv 0 k i= i gdzie macierz Y składa się z rzech bloków: zmiennych, kórych bieżące warości należą do zbioru informacji Ω, zmiennych opisujących poliykę pieniężną i zmiennych, kóre wchodzą do zbioru Ω ylko z opóźnieniami czasowymi. W przypadku, w kórym zakładamy, że bank cenralny kieruje się w podejmowaniu decyzji bieżącymi warościami poziomu cen oraz opóźnionymi warościami dla kredyu, mamy do czynienia z dekompozycją posaci: ( 8 ) y p = i l 0 0 A 0 = α 2 0 v ~ n. i. d.(0, I) α 3 α 32 Alernaywnie rozważamy syuację, w kórej bank cenralny korzysa z bieżących informacji na ema produkcji i cen oraz opóźnionych warości kursu waluowego, co daje zależność pokazaną poniżej: ( 9 ) y y p = i e α A = 0 v α 0 3 α ~ n. i. d.(0, I) 32 α 4 α 42 α 43 gdzie y oznacza produkcję przemysłową, p poziom cen (indeks CPI), i o krókoerminowa sopa procenowa, l o kredy dla sekora niefinansowego (osób prywanych i przedsiębiorsw), a e o nominalny efekywny kurs waluowy. Po wyeksrahowaniu z danych nieoczekiwanych zmian poliyki pieniężnej badamy w jaki sposób reagują nań inne zmienne, zarówno nominalne, jak i realne (renowność bonów skarbowych, podaż pieniądza (M), sprzedaż dealiczna owarów, sopa bezrobocia) na nieoczekiwany wzros zmiennej wyrażającej poliykę pieniężną. Są one za każdym razem umieszczane na osanim miejscu, zn. po zmiennej poliyki pieniężnej. Dekompozycja Chrisiano, Eichenbauma i Evansa jes więc, jak widać, prosą meodą idenyfikacji i sąd jej popularność w badaniach reakcji podsawowych zmiennych makroekonomicznych na impulsy poliyki pieniężnej w wielu krajach. Jej zasosowanie wymaga jednak jawnego sformułowania lisy zmiennych, kóre bank cenralny uwzględnia podejmując operacyjne decyzje z zakresu poliyki pieniężnej. Naszym zdaniem zesaw ych zmiennych w badanym okresie ( ) ulegał w Polsce isonym zmianom. Niewąpliwie w całym ym okresie należała do niego wysokość inflacji, choć wraz z przyjęciem sraegii bezpośredniego celu inflacyjnego większego znaczenia nabrała zapewne wielkość celu inflacyjnego i prognoz inflacji, a zmalała waga bieżących warości ej zmiennej. Inne zmienne, wykorzysywane przez NBP w ym okresie, o agregay pieniężne (szeroki pieniądz M2 lub kredy dla gospodarki), kurs waluowy (mierzony w kaegoriach odchylenia od paryeu cenralnego), deficy obroów bieżących i luka popyowa. 7

18 W poprzednich badaniach korzysających z ej meody dekompozycji zakładaliśmy, iż NBP w decyzjach o wysokości sopy procenowej uwzględniał bieżącą wysokość inflacji oraz przeszłe wielkości realnego kredyu. Wydłużenie próby powoduje, iż uznaliśmy za konieczne dokonanie esymacji modelu z innym zesawem zmiennych informacyjnych. W ej drugiej specyfikacji bank cenralny reaguje na jednoczesne warości inflacji i produkcji oraz opóźnione warości kursu waluowego; kurs reaguje jednocześnie na sopę procenową 24. Rezulay dla przypadku modelu we wcześniej wykorzysywanej posaci, j. z kredyem i poziomem cen, przedsawione są na poniższym rysunku.. Przyjęo nasępujące oznaczenia: y oznacza poziom produkcji sprzedanej przemysłu, u o sopa bezrobocia, p poziom cen (indeks CPI), i o sopa procenowa (WIBORM), m pieniądz M, TB2M - renowność 2-miesięcznych bonów skarbowych, zaś e o nominalny efekywny kurs waluowy, obliczony jako średnia ważona kursu dolara amerykańskiego i marki niemieckiej (euro). Oczekiwaliśmy, że po zaosrzeniu poliyki pieniężnej (po wzroście sopy procenowej) produkcja przemysłowa i sprzedaż dealiczna obniżą się przejściowo, wskaźnik CPI - z pewnym opóźnieniem zareaguje rwałym spadkiem, sopa bezrobocia wzrośnie przejściowo, obniży się popy na pieniądz i wzrosną inne poza sopą poliyki pieniężnej - sopy procenowe (renowność bonów skarbowych). Widzimy, iż niekóre zmienne, jak np. sprzedaż dealiczna, agregay pieniężne i sopy procenowe, reagują na impuls poliyki pieniężnej w aki właśnie sposób. Reakcja innych zmiennych jes jednak w części - produkcja przemysłowa, wskaźnik CPI - lub w całości (sopa bezrobocia) sprzeczna z inuicją. Angeloni e al. (200) pokazują, iż w odniesieniu do produkcji - podobna syuacja doyczy wyników modeli VAR dla innych krajów. W przypadku Holandii i Irlandii PKB rośnie po zaosrzeniu poliyki pieniężnej, w Ausrii, Grecji, Holandii i USA inwesycje rosną po wzroście sóp procenowych. Wzros cen po wzroście sopy procenowej (price puzzle) jes zjawiskiem częso spoykanym w pracach posługujących się wekorową auoregresją 25, naomias pewne wąpliwości może budzić widoczny na rysunku sopniowy powró wskaźnika cen do ścieżki bazowej odzwierciedlającej syuację, w kórej nie byłoby ingerencji władz monearnych (base line). Wydłużenie okresu reakcji wskaźnika cen do 48 miesięcy (nie pokazane na oddzielnym rysunku) sugeruje, iż poziom cen sabilizuje się wówczas na poziomie poniżej ścieżki bazowej. Podobny efek (sopniowy powró CPI po zaosrzeniu poliyki pieniężnej) dla jednego z krajów srefy euro pokazują również Peersman i Smes (200). Rys. 6 Funkcje reakcji na impuls dla dekompozycji Chrisiano e al. specyfikacja pierwsza 24 Taki sam zesaw zmiennych wykorzysywany był w dekompozycji Chrisiano, Eichenbauma i Evansa dla krajów srefy euro (Peersman, Smes (200)), choć zamias kursu nominalnego zasosowano am kurs realny, oraz dla Wielkiej Bryanii (Bean, Larsen, Nikolov (200)). 25 Wyjaśnienie ego zjawiska znajduje się np. w Walsh (998), Favero (200). 8

19 .004 p o i shock.02 y o i shock.005 reail sales o i shock u o i shock.008 credi o i shock.5 i o i shock TB2M o i shock.00 m o i shock Wyniki przedsawione w analogiczny sposób na 2 kolejnych rysunkach - dla modelu korzysającego z drugiej specyfikacji są nieco lepsze, choć nadal mamy do czynienia z niezgodną z oczekiwaniami reakcją sopy bezrobocia i słabszą produkcji. Można przypuszczać, że oupu puzzle jes spowodowany ym, iż w gospodarce polskiej w okresie ransformacji oprócz poważnych zmian insyucjonalnych na zachowanie produkcji silnie oddziaływały wsrząsy podażowe. Te osanie wyraźnie dominowały nad popyowymi (Zięba 2002). Podobna dominacja wysępowała również w ych krajach, kóre przechodziły szybkie zmiany srukury gospodarki (od rolnej do przemysłowej) Irlandia, Hiszpania, Porugalia (Serne, Bayoumi, 993). W akich okresach zwiększa się rola FDI w finansowaniu inwesycji, co oznacza, że mogą one przynajmniej przez pewien czas zwiększać się nawe mimo wzrosu krajowych sóp procenowych. Jeśli powyższa hipoeza jes prawdziwa, o wraz ze spowolnieniem przemian srukuralnych zjawisko oupu puzzle powinno sopniowo zmniejszać się. Podobne są zapewne przyczyny całkowicie sprzecznej z inuicją reakcji sopy bezrobocia na szoki sopy procenowej i kursu waluowego. Dodakowymi czynnikami zakłócającymi funkcjonowanie rynku pracy mogły być: isnienie od począku procesu ransformacji bezrobocia ukryego, prywayzacja mogąca w krókim okresie zwiększać bezrobocie (por. np. Kuczyński, Srzała, 2002), z drugiej zaś srony - zawieranie w niekórych umowach prywayzacyjnych klauzul zobowiązujących nabywców do urzymywania przez pewien okres zarudnienia na danym poziomie, mogło przyczyniać się do kumulowania się zwolnień pracowników w pewnych okresach, zmiany srukuralne zachodzące m.in. w górnicwie i hunicwie, czy wreszcie wchodzenie na rynek pracy wyżu demograficznego. 9

20 Rys. 7 Funkcje reakcji na impuls dla dekompozycji Chrisiano e al. specyfikacja druga Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E..020 y o i shock.020 y o e shock.006 p o i shock p o e shock.06 i o i shock.06 i o e shock e o i shock.04 e o e shock (depreciaion)

21 Rys. 8 Funkcje reakcji na impuls dla dekompozycji Chrisiano e al. specyfikacja druga cd..8 uoishock uoeshock TB2M o i shock

22 3. Do weryfikacji uzyskanych w en sposób wyników posanowiliśmy wykorzysać dodakowo dekompozycję zaproponowaną przez Kima i Roubiniego (995), kóra jes bardziej dososowana do gospodarek owarych. Specyfikacja modelu w ym przypadku wygląda nasępująco: ( 20 ) A y = Ai y i + Bv y 0 y p = m i e k i= α A = 0 0 α 3 α 32 α 34 v ~ n. i. d.(0, I) 0 0 α 43 α 45 α 5 α 52 α 53 α 54 Produkcja (y ) i poziom cen (p ), jak poprzednio, reagują na impuls poliyki pieniężnej z opóźnieniem. Jednak a posać dekompozycji pozwala na wprowadzenie jednoczesnego sprzężenia zwronego między kursem waluowym a sopą procenową banku cenralnego. Oznacza o, iż pozwalamy sopie procenowej (i ) reagować na zmiany kursu (e ), a kursowi na jednoczesne zmiany wszyskich innych zmiennych 26. Wyniki dla ej posaci modelu przedsawione są na kolejnym rysunku. Są one bardzo podobne do wyników dla drugiej specyfikacji dekompozycji Chrisiano e al., z wyjąkiem reakcji inflacji na kurs waluowy. Reakcja produkcji na sopę procenową jes podobna maksymalna jej wielkość przypada na 6-9 miesiąc po wysąpieniu impulsu, co jes wielkością zbliżoną do wyników bryyjskich, jednak znacznie większą od wielkości uzyskanej dla obszaru euro. Impuls deprecjacyjny powoduje wyraźny, choć zgodnie z oczekiwaniami - przejściowy wzros produkcji. Reakcja inflacji na zmiany sopy procenowej charakeryzuje się, jak w poprzednich specyfikacjach i w wielu innych badaniach modelowych 27, począkowym wzrosem CPI w reakcji na wzros sopy procenowej (zw. price puzzle), choć jes o wzros krókorwały i niewielki. Maksymalna wielkość reakcji poziomu cen zachodzi po 2-23 miesiącach, o jes szybciej niż w USA, Wielkiej Bryanii i srefie euro. Należy jednak zauważyć, iż wielkość i czas rwania ej reakcji są w Polsce znacznie mniejsze niż w ych krajach. Jak już wspominaliśmy wcześniej, dekompozycja Kima i Roubiniego zmienia kszał dososowania cen do zmian kursu. W badaniu oparym na dekompozycji Chrisiano e al. uzyskiwaliśmy sosunkowo długorwały wzros cen po impulsie deprecjacyjnym w obecnym badaniu okres en jes znacznie krószy. Jes o wynik bardziej zgodny z szacunkami wpływu zmian kursu na CPI (efek pass-hrough) prezenowanymi w dalszej części ego opracowania. 26 Dekompozycja Kima i Roubiniego zasosowana zosała przez Peersmana i Smesa (200) dla krajów srefy euro. 27 Bean e al. (200) dl a Wielkiej Bryanii, Peersman i Smes (200) dla USA. 22

23 Rys. 9 Funkcje reakcji na impuls dla dekompozycji Kima i Roubiniego, próba Response o Srucural One S.D. Innovaions ± 2 S.E. y o i shock y o e shock p o i shock p o e shock m o i shock m o e shock i o i shock i o e shock e o i shock e o e shock (depreciaion) Podsumowując, możemy swierdzić, iż funkcje reakcji na impuls uzyskane z modelu z drugą specyfikacją dekompozycji Chrisiano e al. i z modelu z dekompozycją Kima i Roubiniego są bardzo podobne i bliższe naszym oczekiwaniom. Dla większej porównywalności wyników oszacowaliśmy dodakowo model z dekompozycją Kima i Roubiniego na próbie , a więc ej, kóra była podsawą do badania z pierwszą specyfikacją dekompozycji Chrisiano e al. Porównanie wyników uzyskanych na krószej próbie ( 23

24 Rys. 0) z wynikami przedsawionymi powyżej pozwala swierdzić, iż funkcje reakcji na impuls są dość sabilne, a jedyne wyraźniejsze zmiany doyczą reakcji produkcji. Produkcja przemysłowa w modelu esymowanym na dłuższej próbie silniej spada w reakcji na impuls sopy procenowej, słabiej zaś reaguje na impuls kursowy. Nie porafimy również wyjaśnić, dlaczego price puzzle dla dłuższej próby jes większy sandardowa inerpreacja sugerowałaby bardziej adapacyjny (backward-looking) charaker poliyki sopy procenowej. 24

25 Rys. 0 Funkcje reakcji na impuls, dekompozycja Kima i Roubiniego, próba Response o Srucural One S.D. Innovaions ± 2 S.E. y o i shock y o e shock p o i shock p o e shock m o i shock m o e shock i o i shock i o e shock e o i shock e o e shock (depreciaion) Kurs waluowy w procesie ransmisji.. W lieraurze eoreycznej zyskuje osanio dość powszechną akcepację eza, iż w gospodarce owarej, dopuszczającej w isony sopniu mobilność kapiału i w kórej nie zdecydowano się na wprowadzenie w jakiejkolwiek formie szywnego kursu waluowego, jedyną poliyką monearną skueczną w długim okresie jes poliyka opara na rzech filarach: [] płynnym kursie waluowym; [2] bezpośrednim celu inflacyjnym; [3] jednoznacznie zdefiniowanej regule poliyki monearnej 28. W akim przypadku kurs waluowy saje się isonym elemenem mechanizmu ransmisji poliyki pieniężnej - pozwalając na arbiraż sóp procenowych krajowych i zagranicznych za pośrednicwem oczekiwanych zmian kursu waluowego. Co więcej, przedsawione wcześniej 28 Parz np. Obsfeld, Rogoff (995) w odniesieniu do [], Bernanke e al. (999) w odniesieniu do [2], Taylor (red.)(999) w odniesieniu do [3]. W gospodarce owarej sosowane są reguły poliyki monearnej przybierające formę równania: i = fπ + gy + h0e + he, gdzie i - sopa procenowa, y - luka popyowa, e - realny kurs waluowy. Dla f>, g=h=0, sabilizowana jes wyłącznie inflacja. Wprowadzenie kursu waluowego do reguły, mimo, że obiecujące z eoreycznego punku widzenia, albo nieznacznie sabilizowało inflację (zmniejszając odchylenia sandardowe - Francja, Włochy), albo isonie pogarszało wyniki (Niemcy). Naomias w każdym przypadku zwiększeniu ulegała wariancja luki popyowej. 25