OeconomiA copernicana. Paweł Baranowski Uniwersytet Łódzki

Transkrypt

1 OeconomiA copernicana 011 Nr 3 Paweł Baranowski Uniwersye Łódzki REGUŁA POLITYKI PIENIĘŻNEJ DLA POLSKI PORÓWNANIE WYNIKÓW RÓŻNYCH SPECYFIKACJI 1 Klasyfikacja JEL: E43, E31, E5, C38 Słowa kluczowe: reguła Taylora, poliyka pieniężna, Polska Absrak: Celem opracowania jes ekonomeryczna analiza reguły poliyki pieniężnej w Polsce. Rozważono modele sopy procenowej opare o regułę zaproponowaną przez Taylora (1993), rozszerzoną o wygładzanie sóp procenowych. Rozważono dwa rodzaje reakcji: bieżącą oraz wyprzedzającą. W regule z reakcją wyprzedzającą posanowiono uwzględnić przypadek, gdy bank cenralny analizuje oczekiwaną inflację przy pomocy wielu zmiennych (Bernanke, Boivin, 003). Wyniki wskazują, że polskie władze monearne silnie reagują na inflację, nie reagują (bądź reagują bardzo słabo) na lukę produkcyjną, a reakcja jes silnie rozłożona w czasie (silne wygładzanie sóp procenowych). 1 Praca finansowana ze środków na naukę w laach jako projek badawczy p. Ocena skuków wprowadzenia euro w Polsce na podsawie dynamicznych sochasycznych modeli równowagi ogólnej.

2 6 Paweł Baranowski MONETARY POLICY RULE FOR POLAND RESULTS FOR VARIOUS SPECIFACTIONS JEL Classificaion Codes: E43, E31, E5, C38 Keywords: Taylor Rule, moneary policy, Poland Absrac: The aim of he paper is o analyse moneary policy rules for Poland. We esimae models based on he proposiion of Taylor (1993), augmened wih ineres rae smoohing. We deal wih he case of insananeous as well as forwardlooking relaionship beween ineres rae and inflaion. In he laer case, he proposiion of daa-rich reacion funcion (Bernanke and Boivin, 003) was also considered. The evidence show ha Polish moneary auhoriy reacion o inflaion is srong, conrary o he oupu gap. In addiion, we found srong ineres smoohing, which implies ime-disribued response of he ineres rae. WPROWADZENIE Jednym z kluczowych elemenów dynamicznych modeli sochasycznych oparych o paradygman nowej ekonomii keynesisowskiej jes reguła poliyki pieniężnej. Równanie o sanowi domknięcie nominalne modelu, zapewniające samoczynny powró sysemu do równowagi. W zdecydowanej większości prac korzysa się z reguły zaproponowanej przez Taylora (1993). Celem opracowania jes oszacowanie paramerów reguły Taylora dla Polski w wariancie sandardowym, w kórym władze monearne reagują na bieżące warości zmiennych oraz wyprzedzającym (forward looking), gdzie wysępuje reakcja na oczekiwaną inflację. W przypadku reguły forward looking dodakowo zosanie uwzględnione podejście zaproponowane przez Bernanke i Boivina (003), pozwalające odzwierciedlić reakcję banku cenralnego na wiele zmiennych (daa-rich environmen) poencjalnie kszałujących przyszłą inflację. REGUŁA TAYLORA PODSTAWY TEORETYCZNE Reguła Taylora opisuje wahania nominalnych sóp procenowych w zależności od inflacji i luki produkcyjnej. Równanie o w wersji zapro-

3 Reguła poliyki pieniężnej dla Polski 7 ponowanej przez Taylora (1993) posiadało paramery skalibrowane w nasępującej posaci: i = 1 + 1,5 + 0, 5 x, (1) gdzie: i nominalna sopa procenowa, sopa inflacji, x luka produkcyjna. Równanie o sało się punkem wyjścia do innych posaci reguły Taylora. Sosowane obecnie wersje ej reguły zwykle posiadają zmodyfikowaną specyfikację dynamiczną, a ich paramery są esymowane. Jak wskazują modele eoreyczne, ze względu na szeroko rozumianą niepewność (np. co do prawdziwego modelu gospodarki lub wynikająca z błędów pomiaru zmiennych) skłania ku osrożnym, sopniowym reakcjom poliyki gospodarczej. Taki sposób działania banku cenralnego, zwany wygładzaniem sóp procenowych (ineres rae smoohing), znajduje również powierdzenie w wielu badaniach empirycznych. Z ego względu specyfikacja dynamiczna uwzględnia wygładzanie sóp procenowych i przedsawia się nasępująco: i = i+ ρi + (1 ρ ) φ + (1 ρ ) φ x, () 1 x gdzie: φ x φ, paramery opisujące długookresową reakcję sóp procenowych na odpowiednio: inflację i lukę produkcyjną, ρ paramer wygładzania sóp procenowych, i paramer (długookresowa realna sopa procenowa w równowadze). Kolejna modyfikacja pozwala uwzględnić zasadę, że poliyka pieniężna powinna być wyprzedzająca, zn. bank cenralny powinien kierować się przyszłymi, oczekiwanymi warościami inflacji 3. W en sposób orzymujemy regułę Taylora w wariancie wyprzedzającym (forward looking). Powsaje oczywiście pyanie, jak odległe oczekiwania powinny być brane pod Ten yp argumenacji zapocząkował Brainard (1967). 3 Pogląd jes powszechny w lieraurze i wynika głównie z faku, że poliyka pieniężna wpływa na inflację z opóźnieniem.

4 8 Paweł Baranowski uwagę przez bank cenralny. Z jednej srony horyzon oczekiwań powinien być równy opóźnieniu reakcji gospodarki na zmianę sóp procenowych (co wskazuje na horyzon w granicach -6 kwarałów). Z drugiej srony, w miarę wydłużania horyzonu prognozy rośnie jej błąd, co skłania bank cenralny do krószego horyzonu. W niniejszej pracy, podobnie jak w większości prac empirycznych, przyjęo reakcję na inflację oczekiwaną na 1 kwarał naprzód, niemniej jednak założenie o powinno być w przyszłości zweryfikowane empirycznie 4. Równanie o, w wersji z omówionym powyżej wygładzaniem sóp procenowych posiada nasępującą posać: i = i+ i 1 + ( 1 ρ ) φ + 1 ρ E + (1 ρ ) φ x, (3) x gdzie: E operaor racjonalnych oczekiwań. Osobnym przypadkiem rozparzonym w opracowaniu jes warian, w kórym bank cenralny pośrednio reaguje na dużą ilość zmiennych poencjalnie kszałujących inflację. Warian en posiada ineresującą moywację ekonomiczną, a akże nieco inne podejście meodologiczne. Zagadnienie o omówimy poniżej. PODEJŚCIE DATA-RICH W ANALIZIE POLITYKI PIENIĘŻNEJ Sraegia bezpośredniego celu inflacyjnego, sosowana między innymi przez Narodowy Bank Polski, zakłada, że cel nadrzędny banku cenralnego jakim jes urzymanie niskiej inflacji jes wyrażony ilościowo i podany do publicznej wiadomości, a jego realizacja nie wymaga użycia celów pośrednich 5. Dlaego eż bank cenralny w procesie podejmowania decyzji bierze pod uwagę dużą liczbę zmiennych mających wpływ na kszałowanie się inflacji (zob. np.: Bernanke i inni, 001, s. ; Krajewski, Baranowski, 006, s. 0). Przykładowo, w Polsce, poza wskaźnikiem cen dóbr i usług konsumpcyjnych, przy pomocy kórego wyrażony jes cel inflacyjny, analizie podlegają akie zmienne jak: ceny producena, PKB oraz jego komponeny, dochody i wydaki sekora finansów publicznych, charakerysyki rynku pracy, kurs waluowy, zmienne z rynku finansowego, agregay 4 Clarida i in. (1998) wskazują, iż oszacowania paramerów funkcji reakcji Bundesbanku są mało wrażliwe na zmiany horyzonu oczekiwań. 5 Obszerny przegląd ej sraegii przedsawia np. Svensson (011).

5 Reguła poliyki pieniężnej dla Polski 9 pieniężne czy saldo bilansu obroów bieżących (zob. Rapor o Inflacji, czerwiec 010). Taka prakyka, w połączeniu z posulaem reakcji wyprzedzającej, wskazuje, że analizy poliyki pieniężnej powinny odzwierciedlać reakcję banku cenralnego na szeroki wachlarz zmiennych mających poencjalne znaczenie prognosyczne. Sandardowym podejściem do formalno-modelowej meody uzyskania zmiennych syneyzujących informacje pochodzące z licznego zbioru danych są modele czynnikowe (zob. Sock i Wason, 006). Jednocześnie wiele prac poświęconych prognozowaniu sygnalizuje, że ak orzymane zmienne mają dużą zdolność prognosyczną 6. Oczywiście jes bardzo prawdopodobne, że reakcja władz monearnych na ak wiele zmiennych ma charaker ekspercki i wynika raczej z dyskusji i ścierania się poglądów członków ciał decyzyjnych niż z analizy czynnikowej. Jednakże, wprowadzenie ak skonsruowanej syneycznej zmiennej może przybliżyć zasosowany model do rzeczywisości. Idea zaprezenowana powyżej zosała wykorzysana po raz pierwszy przez Bernanke i Boivina (003), kórzy w charakerze inflacji oczekiwanej wykorzysali prognozy z dynamicznego modelu czynnikowego, j. definiując oczekiwania nasępująco 7 : E, (4) + 1 = ϕ... + ϕ 1 f 1, + ϕ f, + R f R, gdzie: f, f,..., f kolejne wspólne czynniki, 1,, R, ϕ, ϕ,..., ϕ 1 R paramery srukuralne. Zbliżone podejście zaproponowali Favero i in. (005), kórzy oszacowali paramery reguły Taylora przy pomocy uogólnionej meody momenów 8 sosując wspólne czynniki w charakerze zmiennych insrumenalnych. W rezulacie oczekiwania inflacyjne zosały zdefiniowane jako kombinacja liniowa bieżących warości wspólnych czynników, podobnie jak w podej- 6 Na przykład Kołowski (008) oraz Baranowski, Leszczyńska i Szafrański (010) wskazują, iż podobnie zmienne skonsruowane przy pomocy analizy czynnikowej pozwalają dobrze prognozować inflację w Polsce. 7 W pracy Bernanke i Bovin (003) wykorzysano R=3 wspólne czynniki. Dodakowo w równaniu dopuszczono wysępowanie opóźnień, kórych rząd dobierano rekursywnie korzysając z kryerium Schwarza. 8 Wyjaśnienie akiego ujęcia oczekiwań w konekście reguły Taylora ypu forward looking znajduje się w nasępnej części opracowania.

6 10 Paweł Baranowski ściu Bernanke i Boivina (003). Jedyna różnica kwi w oszacowaniach paramerów ϕ 1, ϕ,..., ϕ R, przy czym zaleą esymacji przy pomocy uogólnionej meody momenów jes jej niewrażliwość na ewenualną auokorelację i heeroskedasyczność składników losowych równania (4). Dodakowo, jak wskazują Kapeanios i Marcellino (010), użycie w charakerze insrumenu wspólnego czynnika poprawia efekywność esymaora. Co więcej, dobre własności esymaora są zachowane nawe w przypadku, gdy insrumeny są słabo skorelowane z endogenicznymi zmiennymi objaśniającymi (problem słabych insrumenów ) lub gdy isnieją zmienne wchodzące w skład wspólnych czynników, dla kórych udział wariancji wyjaśniony przez wspólne czynniki spada wraz z dodaniem kolejnych zmiennych do ego czynnika (problem słabej srukury wspólnych czynników ). DANE I METODY ESTYMACJI Do esymacji wykorzysano dane o częsoliwości kwaralnej, od 1 kw r. (począek sosowania sraegii bezpośredniego celu inflacyjnego w Polsce) do 3 kw. 010 r. Ze względu na zmienny w czasie cel inflacyjny oraz wysępowania w próbie okresu dezinflacji, zamias inflacji zasosowano jej odchylenie od oficjalnego celu inflacyjnego. Lukę produkcyjną wyznaczono jako odchylenie PKB od deerminisycznego rendu wykładniczego 9. W badaniu oszacowaniu podlegały reguły z wygładzaniem sóp procenowych sandardową oraz wyprzedzającą, o posaci odpowiednio: i i = i+ ρi + φ ( ) + φ x, (5) 1 = i+ i 1 + φ ρ E ( ) + φ x, (6) x x gdzie: i sopa procenowa WIBOR 1M,, odpowiednio: inflacja CPI (w sosunku do analogicznego kwarału roku poprzedniego) oraz warość celu inflacyjnego NBP, 9 W celu zbadania wrażliwości wyników na sposób pomiaru luki, sosujemy dodakowo dwa inne wariany: z wykorzysaniem warości dodanej bez rolnicwa i usług nierynkowych zamias PKB oraz lukę szacowaną przy pomocy filru Hodricka-Prescoa.

7 Reguła poliyki pieniężnej dla Polski 11 x luka produkcyjna, oszacowana jako procenowe odchylenie PKB (odsezonowanego za pomocą procedury Tramo-Seas) od deerminisycznego rendu wykładniczego. Uwaga: pomiędzy paramerami równań (5) i (6) a paramerami długookresowymi zachodzą nasępujące relacje: φ = (1 ρ ) φ, φ x = (1 ρ ) φ. x Pierwszy z wymienionych warianów zosanie oszacowany klasyczną meodą najmniejszych kwadraów (MNK). W wariancie forward looking, podobnie jak w każdym modelu racjonalnych oczekiwań, oczekiwane warości zmiennych są współzależne z bieżącymi warościami wszyskich zmiennych w sysemie, a co za ym idzie endogeniczne w sosunku do dzisiejszych warości składników losowych (zaburzeń równań (5) i (6)). W akiej syuacji esymaor MNK jes niezgodny (zob. np. Osińska, 000, s ; Welfe, 009, s. 11 i nas.), dlaego eż esymacje paramerów powyższych równań przeprowadzono przy pomocy uogólnionej meody momenów (ang. Generalised Mehod of Momens, GMM). Idea uogólnionej meody momenów polega na wykorzysaniu dużej liczby warunków momenów nakładanych na kombinacje zmiennych i paramerów szacowanych równań. W rozważanym przypadku korzysa się z dużej liczby zmiennych insrumenalnych, silnie skorelowanych ze zmienną endogeniczną sojącą po prawej sronie równania (bieżącą bądź oczekiwaną), lecz nieskorelowanych z zaburzeniami. Dzięki wykorzysaniu dodakowej, w pewnym sensie nadmiarowej informacji o momenach (mówimy wówczas o warunkach nad-idenyfikujących) możliwa jes bardziej efekywna esymacja oraz esowanie warunków momenów (j. zasadności przyjęcia danego zesawu zmiennych insrumenalnych). Esymaor en ma posać (zob. np. Canova, 007, s. 170): a GMM T T 1 T T = ( X Z W Z X) X Z W Z y, (7) GMM GMM gdzie: y wekor zmiennej objaśnianej, X, Z macierze zmiennych, odpowiednio: objaśniających i insrumenalnych, W GMM macierz wag, szacowana w pierwszym kroku Dodajmy, że w przypadku, gdy przyjmiemy W GMM = I, GMM jes równoważna sandardowej meodzie zmiennych insrumenalnych.

8 1 Paweł Baranowski Sandardowy dwueapowy esymaor GMM może być obciążony, szczególnie gdy nie dysponujemy zmiennymi insrumenalnymi silnie skorelowanymi z endogenicznym regresorem 11 (zob. np.: Sock i in., 00). Hansen i in. (1996) zaproponowali warian meody GMM z wielokroną akualizacją macierzy W (ang. Coninuous Updaing Esimaor, CUE), GMM bardziej odporny na wysępowanie opisanego wyżej problemu słabych insrumenów. Esymaor en będzie wykorzysywany w dalszych obliczeniach. Ponado, w ślad za propozycją Favero i in. (005), w podsawowym wariancie specyfikacji forward looking, w charakerze zmiennych insrumenalnych, poza opóźnieniami zmiennych objaśniających, użyo dodakowo dwu głównych składowych (f1 i f) 1. Składowe e skonsruowano na bazie zbioru 46 zmiennych mających poencjalnie silny wpływ na inflację (zob. Dodaek 1). Zmienne e zosały odsezonowane oraz doprowadzone do sacjonarności. WYNIKI REGUŁA BIEŻĄCA Pierwszym warianem poddanym analizie empirycznej jes reguła Taylora z bieżącymi warościami inflacji oraz luki produkcyjnej oraz wygładzaniem sóp procenowych (j. równanie (5)). Wyniki esymacji ej wersji równania prezenują się nasępująco 13 : i = 0, ,90 i + 0,61 ( ) + 0,0407 x, 1,5 36,6 1 3,, 0 R = 0,976 R = 0,974 LM(1) = 1,49(0,) LM() =,09(0,35) skoryg Znaki wszyskich oszacowań są dodanie, co sprawia że wyniki można ocenić jako poprawne od srony ekonomicznej. Wszyskie paramery są 11 W ym przypadku z przyszłymi warościami zmiennych, j. dobrymi predykorami inflacji oraz koniunkury (luki produkcyjnej). 1 Jak już wspomniano we wcześniejszej części opracowania, meody sosowane przez Bernanke i Boivin (003) oraz Favero i in. (005) są koncepcyjnie ożsame, aczkolwiek druga z wymienionych meod pozwala na efekywną esymację przy bardziej ogólnych założeniach. 13 Pod oszacowaniami znajdują się saysyki -Sudena. LM(1) i LM() oznaczają saysyki esu LM auokorelacji rzędu pierwszego i drugiego (w nawiasach podano empiryczny poziom isoności).

9 Reguła poliyki pieniężnej dla Polski 13 isone saysycznie (choć w przypadku parameru sojącego przy luce produkcyjnej warość saysyki jes zbliżona do warości kryycznej na 5% poziomie isoności). Sopień objaśnienia jes wysoki równanie wyjaśnia 97,6% zmienności sopy procenowej. Na przyjęym 5% poziomie isoności nie wysępuje auokorelacja składników losowych. Orzymane wyniki wskazują, że: reakcja poliyki pieniężnej na inflację jes silna i isona saysycznie podwyższenie inflacji o 1 p.p. podwyższa sopę procenową łącznie (długookresowo) o około 3, p.p., z czego w danym kwarale o ok. 0,6 p.p., wpływ luki produkcyjnej jes słaby podwyższenie luki produkcyjnej o 1 p.p. podwyższa sopę procenową łącznie o ok. 0,5 p.p., z czego w danym kwarale jedynie o ok. 0,04 p.p., wysępuje silne wygładzanie sóp procenowych. Zbliżone rezulay orzymano przyjmując inne sposoby pomiaru luki produkcyjnej (filr Hodricka-Prescoa lub oparcie o szereg warości dodanej bruo z pominięciem rolnicwa i usług nierynkowych zamias PKB) zob. Załącznik 1. WYNIKI REGUŁA FORWARD LOOKING Nasępnie oszacowano regułę Taylora z wyprzedzającą reakcją na inflację oraz wygładzaniem sóp procenowych (j. równanie (6)), w dwóch warianach: sosując w charakerze zmiennych insrumenalnych wyłącznie opóźnienia zmiennych objaśniających, sosując w charakerze zmiennych insrumenalnych dodakowo wspólne czynniki (zw. podejście daa-rich). Wyniki esymacji począkowej wersji równania, z zasosowaniem esymaora GMM-CUE, w oparciu o podejście daa-rich prezenują się nasępująco 14 : 14 Pod oszacowaniami znajdują się saysyki -Sudena, obliczone w oparciu o błędy szacunku paramerów odporne na heeroskedasyczność i auokorelacją (zw. esymaor HAC). J-es i Anderson oznaczają saysyki odpowiednio: esu J (Hansena) i esu Andersona-Rubina z poprawką na wielokroną akualizację macierzy wag (szczegółowy opis ych esów przedsawia np. Hall, 005, s i s. 300 i nas.). Obok saysyk esowych, w nawiasach podano empiryczny poziom isoności.

10 14 Paweł Baranowski i =,99 + 0,934 i 1 + 0,335 ( ,9 68,8 7,3 0 E ) + 0,001 x, R = 0,986 Rskoryg = 0,985 J es = 5,7(46%), Anderson = 15,5(3%). 0, Insrumeny: ( f 1 1 1, f 1 1 ),(, f 1, f ),(, f 3 1 3, f 3 3, x ),( ), Znaki oszacowanych paramerów są poprawne ekonomicznie a sopień objaśnienia jes wysoki. Jednak paramer opisujący wpływ luki produkcyjnej jes nieisony saysycznie (na 5% poziomie isoności). Warość saysyki esu J (Hansena) nie daje podsaw do odrzucenia hipoezy zerowej mówiącej iż przyjęe warunki orogonalności są spełnione, ponado w eście Andersona-Rubina swierdzamy silny wpływ insrumenów na endogeniczne zmienne objaśniające. Świadczy o o poprawnym doborze insrumenów. W ej syuacji posanowiono usunąć z równania nieisoną zmienną lukę produkcyjną, pozosawiając bez zmian zesaw insrumenów. Orzymano w en sposób nasępujące rezulay: i 0 i ,7 69,5 6,6 =,98 + 0, ,341 E ( ), R = 0,986 Rskoryg = 0,985 J es = 5,7 (0,57) Anderson = 1,3(0,007) Insrumeny: ( f 1 1 1, f 1 1 ),(, f 1, f ),(, f 3 1 3, f 3 3, x ),( ), Model w wersji przedsawionej powyżej jes poprawny od srony ekonomicznej i saysycznej. Na jego podsawie można wyciągnąć nasępujące wnioski: reakcja poliyki pieniężnej na inflację jes silna i isona saysycznie podwyższenie inflacji o 1 p.p. podwyższa sopę procenową łącznie (długookresowo) o ok. 5,1 p.p., z czego w danym kwarale o ok. 0,34 p.p.,

11 Reguła poliyki pieniężnej dla Polski 15 luka produkcyjna nie ma isonego wpływu na resrykcyjność poliyki pieniężnej, wysępuje silne wygładzanie sóp procenowych. W celu zbadania odporności wyników oszacowano inne wariany równania. Podobnie jak dla reguły bieżącej, wyniki nie są wrażliwe na zmianę sposobu pomiaru luki produkcyjnej (zob. Załącznik, Tabl. 3). Ponado zarówno oceny paramerów długookresowych 15 jak i własności saysyczne równania są odporne względem doboru insrumenów (zob. Załącznik, Tabl. 3). Nasępnie oszacowano równanie reguły Taylora ypu forward looking sosując w charakerze zmiennych insrumenalnych jedynie opóźnienia zmiennych objaśniających (podobnie jak poprzednio używając esymaora GMM-CUE). Wyniki przedsawiono poniżej. i 0 E ) + 0,0019 x, =, ,96 i 1 + 0,341 ( ,0 65,6 6,8 R = 0,986 Rskoryg = 0,985 J es = 4,7 (0,3) Anderson = 11,8 (0,04) 0,3 ( 1 ),( ),( ),( ), x, x Insrumeny: Uzyskane wyniki są zbliżone do ych, kóre oszacowano za pomocą warianu daa-rich znaki oszacowanych paramerów są zgodne z oczekiwaniami a wpływ luki produkcyjnej jes nieisony saysycznie (na 5% poziomie isoności). Tesy wskazują również na poprawność doboru insrumenów, choć wynik w eście Andersona-Rubina jes blisko granicy saysycznej isoności. Podobnie jak we wcześniejszych warianach, posanowiono usunąć z równania nieisoną zmienną lukę produkcyjną, pozosawiając bez zmian zesaw insrumenów, orzymując w en sposób nasępujące rezulay: i = 0, ,95 i 1 + 0,35 E ( , 0 65, 6 10,3 ) 15 Można zauważyć, że paramer wygładzania sóp procenowych jes sosunkowo wrażliwy na zmiany zesawu insrumenów. Naszym zdaniem nie zmienia o jednak głównych wniosków, gdyż sabilne pozosają warości paramerów długookresowych.

12 16 Paweł Baranowski R = 0,986 Rskoryg = 0,985 J es = 4,7 (0,45) Anderson = 0,6 (0,00 ) ( ),( ),( ),( ), x, x 1 Insrumeny: Orzymane wyniki są poprawne ekonomicznie. Biorąc pod uwagę sopień objaśnienia, isoność paramerów oraz saysyki esu J i esu Andersona-Rubina, swierdzamy również poprawność saysyczną wyników. Oszacowane równanie pozwala wyciągnąć nasępujące wnioski: reakcja poliyki pieniężnej na inflację jes silna i isona saysycznie podwyższenie inflacji o 1 p.p. podwyższa sopę procenową łącznie (długookresowo) o ok. 4,7 p.p., z czego w danym kwarale o ok. 0,35 p.p., luka produkcyjna nie ma isonego wpływu na resrykcyjność poliyki pieniężnej, wysępuje silne wygładzanie sóp procenowych. Z porównania ych wyników z wynikami podejścia daa-rich, można wyciągnąć dwa ineresujące wnioski. Po pierwsze w obu podejściach orzymano zbieżne wyniki: luka produkcyjna nie wpływa isonie na sopy procenowe, również warości pozosałych paramerów są bardzo zbliżone. Po drugie w świele wskazań esów Hansena i Andersona-Rubina, wydaje się, że zasosowanie wspólnych czynników w charakerze zmiennych insrumenalnych nie poprawia własności saysycznych równania. Wniosek aki nie jes zgodny z oczekiwaniami oraz wnioskami Kapeaniosa i Marcellino (010) i jako aki zaem powinien zosać zweryfikowany dla innych zakresów próby a zwłaszcza dla innych zesawów zmiennych worzących wspólne czynniki. Z drugiej srony, wydaje się, że podejście daa-rich jes celowe ekonomicznie, a więc powinno być sosowane nawe gdy nie zmienia znacząco oszacowań paramerów. Dzięki niemu można bowiem za pomocą prosej reguły uwzględnić również przypadek, gdy władze monearne biorą pod uwagę dużą liczbę wskaźników gospodarczych. ZAKOŃCZENIE W opracowaniu oszacowano równanie reguły poliyki pieniężnej dla Polski, przyjmując jako wyjściową specyfikację regułę Taylora z wygładzaniem sóp procenowych w wersji sandardowej (bieżąca reakcja na inflację i lukę) i forward looking (reakcja na przyszłą inflację). Orzymane

13 Reguła poliyki pieniężnej dla Polski 17 wyniki wskazują, że paramery polskiej reguły odbiegają od przyjęych w oryginalnej pracy Taylora. Wyniki dla obu posaci są zbliżone i wskazują, że polskie władze monearne bardzo silnie reagują na odchylenie inflacji od celu rwały wzros inflacji o 1 p.p. powoduje wzros sóp procenowych o około 3 p.p. (reguła bieżąca) lub o około 5 p.p. (reguła forward looking). Naomias reakcja na lukę produkcyjną jes bardzo słaba (reguła sandardowa) lub nieisona saysycznie (reguła forward looking). Można również swierdzić, że reakcja banku cenralnego jes rozłożona w czasie (wygładzanie sóp procenowych powyżej 90%). Szczegółowa analiza wyników pozwala również swierdzić, że wyniki są odporne na zmianę próby oraz zmianę sposobu obliczania luki produkcyjnej. LITERATURA Baranowski P., Leszczyńska A., Szafrański G. (010), Krókookresowe prognozowanie inflacji z użyciem modeli czynnikowych, Bank i Kredy, Vol. 41, No. 4. Bernanke B., Boivin J. (003), Moneary policy in a daa-rich environmen, Journal of Moneary Economics, Vol. 50, No. 3. Bernanke B., Laubach T., Mishkin F., Posen A. (001), Inflaion Targeing: Lessons from he Inernaional Experience, Princeon Universiy Press, Princeon, Oxford. Brainard W. (1967), Uncerainy and he Effeciveness of Moneary Policy, American Economic Review, Vol. 57, No.. Boivin J., Ng S. (006), Are more daa always beer for facor analysis?, Journal of Economerics, Vol. 13, No. 1. Canova F. (007), Mehods of Applied Macroeconomic Research, Princeon Universiy Press, Princeon, Oxford. Clarida R., Gali J., Gerler M. (1998), Moneary policy rules in pracice. Some inernaional evidence, European Economic Review, Vol. 4. Favero C. A., Marcellino M., Neglia F. (005), Principal componens a work: he empirical analysis of moneary policy wih large daa ses, Journal of Applied Economerics, Vol. 0, No. 5. Hansen L., Heaon J., Yaron A. (1996), Finie-Sample Properies of Some Alernaive GMM Esimaors, Journal of Business & Economic Saisics, Vol. 14, No. 3. Hall A. (005), Generalised Mehod of Momens, Oxford Universiy Press.

14 18 Paweł Baranowski Kapeanios G., Marcellino M. (010), Facor-GMM esimaion wih large ses of possibly weak insrumens, Compuaional Saisics and Daa Analysis, Vol. 54. Kołowski J. (008), Forecasing inflaion wih dynamic facor model: he case of Poland, Deparmen of Applied Economerics Working Paper No. 4, Warsaw School of Economics. Krajewski P., Baranowski P. (006), Wprowadzenie i realizacja sraegii bezpośredniego celu inflacyjnego w Polsce, Insyu Ekonomii UŁ, Łódź. Osińska M. (000), Ekonomeryczne modelowanie oczekiwań gospodarczych, UMK, Toruń. Sock J., Wrigh J., Yogo M. (00), A Survey of Weak Insrumens and Weak Idenificaion in Generalized Mehod of Momens, Journal of Business & Economic Saisics, Vol. 0, No. 4. Sock J., Wason M. (006), Forecasing wih may predicors, [w:] G. Ellion, C.W.J. Granger, A. Timmermann (ed.), Handbook of Economic Forecasing, Elsevier, Amsedram, Vol. 1. Svensson L.E.O. (1997), Inflaion forecas argeing: Implemening and monioring inflaion arges, European Economic Review, Vol. 41. Svensson L.E.O. (011), Inflaion argeing, [w:] B.M. Friedman, M. Woodford (ed.), Handbook of Moneary Economics, Volume 3a and 3b, Elsevier. Taylor J.B. (1993), Discreion Versus Policy Rules in Pracice, Carnegie- Rocheser Series on Public Policy, Vol. 39. Rapor o Inflacji, czerwiec 010, NBP. Welfe A. (009), Ekonomeria, PWE, Warszawa.

15 Reguła poliyki pieniężnej dla Polski 19 Dodaek 1: Opis zmiennych użyych do analizy czynnikowej Wykorzysano 46 szeregów o częsoliwości kwaralnej, odsezonowanych przy pomocy procedury Tramo-Seas 16 i przekszałconych do szeregów sacjonarnych. Zmienne, po wprowadzeniu opóźnień publikacyjnych (zn. opóźnień sosownie do kalendarza udosępniania danych saysycznych) zosały nasępnie wysandaryzowane. Waro dodać, że w pracach empirycznych wykorzysujących zmienne czynnikowe sosuje się większy zbiór danych, najczęściej rzędu zmiennych. Badania Boivin i Ng (006) sugerują, iż większy zbiór danych niekoniecznie jes lepszym wyborem, bowiem w zaproponowanym przez nich eksperymencie prognosycznym mniejszy zbiór danych pozwalał uzyskać lepsze prognozy. Z ego względu wydaje się, że 46 szeregów jes wysarczającze dla niniejszego badania. Ze zbioru 46 ak przekszałconych zmiennych wyznaczono główne składowe (odpowiednio: f1 i f), przy pomocy klasycznej meody głównych składowych (Principal Componens). Tabl. 1: Zesawienie szeregów wykorzysanych do konsrukcji głównych składowych (f1 i f) Nazwa grupy Liczba Transformacja publik. gi Opóźnienie Uwa- Źródło szeregów Wskaźniki koniunkury 19 Przyros 0 kwar. GUS (1) Sopy WIBOR 0 Brak 0 kwar. Reuers () (erm srucure) Ceny surowców na rynkach świa. PKB i jego składniki Rynek pracy 05 Przyros lub brak 0 kwar. MFW (1) 06 Tempo 1 kwar. GUS 06 Tempo lub brak 1 kwar. GUS Kursy waluowe 03 Tempo 0 kwar. NBP () Inne 0 Brak 1 kwar. GUS PKB zagraniczne 03 Tempo 1 kwar. Eurosa (4) UWAGI: (1) dane miesięczne, zagregowane; () dane dzienne, zagregowane; (3) PPI, dynamika sprzedaży dealicznej i hurowej; (4) Niemcy, srefa Euro, Sany Zjednoczone. Źródło: opracowanie własne. 16 Odsezonowanie szeregów wykonał Michał Makowski, przy pomocy pakieu Demera.

16 0 Paweł Baranowski Załącznik 1: Wrażliwość wyników reguła bieżąca Tabl. : Szacunki reguły z wykorzysaniem różnych miar luki produkcyjnej Sposób obliczania PKB W.D. bez roln. i usł. Brak luki luki produkcyjnej nierynk. prod. filr HP rend filr HP Zmienna Oceny paramerów (saysyki -Sudena) i 0,95 0,914 0,918 0,936 1 (39,5) (33,6) (33,6) (38,) 0,30 0,85 0,67 0,358 (,9) (3,6) (3,5) (5,3) x 0,07 0,06 0,047 (,6) (1,7) (,3) (sała) 0,340 (1,5) 0,430 (1,6) 0,398 (1,6) 0,58 (1,0) R 0,977 0,976 0,977 0,974 LM(1) (p-value) 0,785 (38%) 1,34 (5%) 0,91 (34%) 1,5 (%) LM() (p-value) 1,37 (50%) 1,86 (39%) 1,30 (5%) 1,96 (38%) Źródło: obliczenia własne. Załącznik : Wrażliwość wyników reguła forward looking Tabl. 3: Szacunki reguły z wykorzysaniem różnych miar luki produkcyjnej (reguła wyprzedzająca, podejście daa-rich) Sposób obliczania luki PKB W.D. bez roln. i usł. nierynk. produkcyjnej filr HP rend filr HP Zmienna Oceny paramerów (saysyki -Sudena) i 0,934 0,934 0,935 1 (69,6) (68,6) (69,8) E ( ) 0,337 0,33 0, (6,9) (7,9) (7,8) x 0,0018 0,0009 0,0018 (0,) (0,) (0,) (sała) 0,96 (,1) 0,93 (,9) 0,88 (,9) R 0,986 0,987 0,987 J-es 5,6 (46%) 5,8 (44%) 5,8 (45%) Anderson 17,1 (%) 16,1 (%) 16,8 (%) Insrumeny: ( f 1 1 1, f 1 1 Źródło: obliczenia własne. ),(, f 1, f ),(, f 3 1 3, f 3 3, x ),( ),

17 Reguła poliyki pieniężnej dla Polski 1 Tabl. 3: Szacunki reguły z wykorzysaniem innych zesawów insrumenów (reguła wyprzedzająca, podejście daa-rich) Zmienna Oceny paramerów (saysyki -Sudena) i 0,916 0,934 0,957 0,943 1 (76,) (55,5) (71,6) (53,0) E ( ) 0,97 0,370 0,99 0, (7,6) (6,4) (5,) (4,3) x 0,007 0,0031 0,0044 0,00 (0,4) (0,4) (0,5) (1,1) (sała) 0,41 (,1) 0,34 (3,0) 0,171 (1,7) 0,30 (,1) R 0,977 0,980 0,987 0,981-1, -, -3-1, -, -3-1, -, -3, -1, - -4 x -1, , -, -3, -4 f1-1, -, -3-1, -, , - f -1, -, , - f3 J-es 7,7 (56%) 5,8 (33%) 8,0 (44%) 3,0 (56%) Anderson 19,1 (4%) 17,8 (0,6%) 15,4 (8%) 14,0 (%) Źródło: obliczenia własne.

18