ROZDZIAŁ 18 CHARAKTERYSTYKA TRANSMISJI POLITYKI MONETARNEJ W POLSCE

Transkrypt

1 Maria Piotrowska ROZDZIAŁ 18 CHARAKTERYSTYKA TRANSMISJI POLITYKI MONETARNEJ W POLSCE Wprowadzenie Istnieje bogata literatura prezentująca wyniki badań na temat mechanizmu transmisji monetarnej, przeprowadzonych przy pomocy modelu wektora autoregresji (model VARs Vector Autoregressions (VARs)). Model ten pozwala na zbadanie efektów makroekonomicznych spowodowanych nieoczekiwaną zmianą stopy procentowej, która podlega wpływowi decyzji banku centralnego. Omówienie rezultatów badań w odniesieniu do mechanizmu transmisji monetarnej w USA można znaleźć w artykułach przeglądowych następujących autorów, np.: Leeper, Sims, Zha (1998), Christiano, Eichenbaum, Evans (2000). Podobne badania zostały przeprowadzone dla krajów, które weszły do strefy euro. Przegląd rezultatów oferuje Angeloni i inni (2002). Można je porównać z wynikami uzyskanymi przez Working Group on Econometric Modelling, która przeprowadziła eksperyment symulujący reakcje gospodarek strefy euro na zmianę wspólnej polityki monetarnej, wykorzystując modele makroekonomicznej dużej skali, którymi dysponują banki centralne należące do Eurosystemu. Wyniki tego eksperymentu omawia Els i inni (2001). Badania dotyczące transmisji polityki monetarnej powinny być przeprowadzone również w krajach, które przygotowują się do przystąpienia do Unii Gospodarczej i Walutowej. Celem artykułu jest zbadanie, które z cech charakteryzujących transmisję monetarną są właściwe mechanizmowi transmisji monetarnej w Polsce. Analizie zostały poddane reakcje produkcji, cen, realnego kursu walutowego, inwestycji oraz konsumpcji na nieoczekiwane zacieśnienie polityki monetranej. Badanie zostało przeprowadzone w oparciu o analizę VARs (Vector Autoregressions). Struktura artykułu jest następująca: w pierwszej części są przedstawione hipotezy dotyczące transmisji polityki monetarnej oraz rezultaty weryfikacji tych hipotez prezentowane w literaturze przedmiotu w odniesieniu przede wszystkim do krajów strefy euro; druga część zawiera opis modelu VARs użytego w badaniu cech transmisji monetarnej w Polsce a następnie omówienie uzyskanych wyników; na zakończenie podane są cechy właściwe mechanizmowi transmisji polityki monetarnej w Polsce. Hipotezy dotyczące transmisji polityki monetarnej Bernanke i Gertler (1995), wykorzystując model VARs (Vector of Autoregressions- Wektor Autoregresji), sformułowali cztery cechy charakteryzujące reakcję gospodarki na szoki monetarne : 1) zacieśnienie polityki monetarnej powoduje w krótkim horyzoncie czasowym wyraźny spadek zarówno produkcji jak i poziomu cen, 2) spadek zagregowanego popytu powoduje spadek produkcji przy czym poziom zapasów staje się buforem; 3) inwestycje mieszkaniowe są tym składnikiem zagregowanego popytu, który reaguje szybciej, niż popyt konsumpcyjny na zacieśnianie polityki monetarnej; 4) inwestycje firm w aktywa stałe reagują najwolniej, zwłoka jest dłuższa niż dla zagre-

2 204 Maria Piotrowska gowanego popytu i podaży. Większość tych cech występuje wyraźnie w strefie euro. Els i inni (2001) podkreślają, że we wszystkich krajach po podniesieniu stóp procentowych wystąpił spadek produkcji i cen. W modelach narodowych szczyt skumulowanego spadku produkcji wystąpił po 2 latach, a poziomu cen 2 lata później, odzwierciedlając fakt, że w większości modeli ceny reagują wolniej i w większym stopniu w odpowiedzi na zmiany w poziomie aktywności gospodarczej. Reakcja popytu konsumpcyjnego wpływa na zwolnienie aktywności gospodarczej, jednak tylko w niektórych krajach. Els i inni (2001) zauważają tylko jedno istotne odstępstwo od zasad sformułowanych przez Bernanke-Gertler a, a mianowicie: inwestycje firm w aktywa stałe szybciej i w większym stopniu niż inwestycje mieszkaniowe reagują na wzrost stóp procentowych; być może ze względu na ich dużą elastyczność względem kosztów kapitału w strefie euro (patrz badania empiryczne, np. BIS (1995) Podobne wnioski zaprezentowali Peersman i Smets (2001), opierając się na wynikach oszacowania modeli VAR dla strefy euro w latach Spadek produkcji w odpowiedzi na szokowy, nieoczekiwany wzrost krótkoterminowych stóp procentowych osiąga szczyt po 3 do 5 kwartałach, po czym powoli wraca do poziomu z przed szoku. Ceny reagują wolniej, ich widoczny spadek pojawia się dopiero kilka kwartałów po spadku produkcji, ale reakcja cen jest trwalsza. Spadek produkcji jest spowodowany przede wszystkim ograniczeniem inwestycji, które reaguję na szok monetarny silniej niż PKB. Na spadek produkcji wpływa również ograniczenie prywatnej konsumpcji, ale wpływ ten jest znacznie mniejszy niż inwestycji. Powyższe wyniki oszacowania modeli VARs dla całej strefy euro odpowiadają rezultatom dla poszczególnych krajów tej strefy, zaprezentowanym przez Mojon a i Peersman a (2001). W wypadku każdego z badanych krajów szokowy wzrost krótkookresowych stóp procentowych prowadził do spadku produkcji, którego szczyt występowało po ok. 4 kwartałach i stopniowego spadku cen. Reakcja inwestycji była silniejsza niż popytu konsumpcyjnego. Wyniki opublikowane przez Angeloni ego i inni (2001) również podkreślają, że inwestycje są głównym elementem odpowiedzialnym za spadek produkcji spowodowany zacieśnianiem polityki monetarnej. Zaznaczają oni, że jest to cecha różniąca mechanizm transmisji strefy euro od USA, gdzie elementem odpowiedzialnym jest spadek konsumpcji. Wszystkie wnioski podkreślają odroczoną reakcję cen w stosunku do produkcji. Sugeruje to konieczność badań oddziaływania transmisji monetarnej na wydatki i produkcję, a nie tylko na ceny, jakkolwiek to właśnie stabilizacja cen jest głównym celem polityki monetarnej Polityka monetarna może wpływać na kursy walutowe. Gdy mamy do czynienia z systemem płynnych kursów walutowych, restrykcyjna polityka monetarna prowadzi do aprecjacji zarówno nominalnego, jak i realnego kursu. Ta aprecjacja może w dwojaki sposób oddziaływać na wydatki: pierwszy to względny efekt cenowy aprecjacja waluty krajowej ogranicza popyt na produkty krajowe, które stają się droższe niż zagraniczne; drugi to efekt bilansu jeśli obywatele i firmy danego kraju są dłużnikami zagranicy, to duża aprecjacja kursu może poprawić ich pozycję bilansu poprzez spadek kosztów obsługi kredytów walutowych i tym samym skłonić zarówno firmy, jak i klientów indywidualnych do zwiększenia wydatków. Peersman i Smets (2001) badając transmisję monetarną strefy euro stwierdzili, że szokowy wzrost krótkookresowych stóp procentowych prowadzi do realnej aprecjacji kursu walutowego. Model VAR dla Polski Jakie są podstawowe cechy transmisji polityki monetarnej w polskiej gospodarce? W celu uzyskania odpowiedzi na to pytanie został oszacowany model VARs, w którym przyjęto 3-miesięczną stopę procentową rynku międzybankowego jako stopę procentową polityki

3 Charakterystyka transmisji polityki monetarnej w Polsce 205 monetarnej. Wektor zmiennych endogenicznych, Y t, zawiera następujące zmienne: realny PKB (y t ), poziom cen towarów konsumpcyjnych (p t ), agregat pieniężny M2 (m t ), nominalną 3-miesięczną międzybankową stopę procentową (s t ) i realny kursu PLN/USD [x t = nominalny kurs x (CPI USD/CPI)]. Y t = [y t, p t, m t, s t, x t ] [1] Szok monetarny jest określany poprzez standardową dekompozycję Choleskiego, przy zmiennych uporządkowanych jak w równaniu [1]. Przyjęto założenie, że szok nie ma wpływu na bieżący poziom produkcji, cen i agregatu pieniężnego. Umiejscowienie w wektorze zmiennych realnego kursu walutowego na ostatnim miejscu, po stopie procentowej, jest uzasadnione tym, że w badanym okresie obowiązywały zmienne kursy walutowe. Można zatem założyć, że szoki monetarne wpływały od razu na kurs walutowy, natomiast stopa procentowa polityki monetarnej nie zareagowała natychmiast na zmiany realnego kursu walutowego. Model VAR jest szacowany na podstawie danych kwartalnych w okresie 1995;1 2004;3. Dane są wyrażone w logarytmach, z wyjątkiem stopy procentowej, która jest wyrażona w poziomie. Dane nie są dostosowane sezonowo. Użyto testu ilorazu wiarygodności (LR) do określenia liczby opóźnień. Ustalono 4-kwartalne opóźnienia. Stabilność modelu zweryfikowano przy pomocy testu Chow a N-krokowej prognozy. Nie ma dowodów niestabilności na 5% poziomie istotności. Wpływ polityki monetarnej na produkcję, ceny oraz realny kurs walutowy w Polsce Rysunek 1. przedstawia wpływ szoku monetarnego o wielkości jednego odchylenia standardowego na: realny PKB, poziom cen konsumpcyjnych, agregat monetarny M2, 3-miesięczną międzybankową stopę procentową i realny kurs walutowy (PLN/USD). Typowy szok monetarny w strefie euro wynosi 30 punktów bazowych, ale w pojedynczych krajach strefy jest większy, od 150 punktów (Grecja) do ok. 60 punktów (patrz: Mojon i Peersman, 2001, Graph 1b, p.31). W Polsce wynosi on 68 punktów bazowych. Cechą odróżniającą reakcję stopy procentowej na szok w Polsce od podobnej w krajach strefy euro są relatywnie duże wahania, które nie występuje w strefie euro. Może to wynikać mniej stabilnym rynkiem pieniężnym w Polsce. Analiza wyników modelu VAR dla Polski potwierdza wpływ polityki monetarnej na poziom produkcji i cen. Nieoczekiwane podniesienie 3-miesięcznej międzybankowej stopy procentowej obniża poziom produkcji, którego spadek jest największy po 7 kwartałach. Całe dostosowanie stopy procentowej do szoku monetarnego trwa 3 lata. Ceny reagują spadkiem znacznie wolniej wpływ szoku widać dopiero po 1 roku. Spadek cen osiąga swoje minimum po 2 latach ; ceny wracają do pierwotnego poziomu dopiero po 4 latach. Ogólnie, wyniki dla Polski potwierdzają oczekiwania co do reakcji cen i produkcji na szok monetarny. Schemat reakcji jest podobny do tego występującego w krajach strefy euro (patrz: Mojon i Peersman, 2001, Peersman i Smets, 2001). Zacieśnienie polityki monetarnej powoduje obniżenie poziomu zarówno produkcji jak i cen. Szczyt reakcji inflacji następuje po szczycie reakcji produkcji. Wpływ na poziom cen jest trwalszy. Jednakże występuje istotna różnica. Mimo, że ryzykowne jest porównywanie między krajami rozmiaru reakcji produkcji i inflacji na szok monetarny, to w przypadku Polski reakcje produkcji i inflacji są wyraźnie słabsze. W badaniach Peersman a i Smets a (2001) szczytowy spadek poziomu produkcji wynosi ok. 15 punktów bazowych w strefie euro jako całości, a w większości poszczególnych krajów uwzględnionych w badaniu, szczyt spadku to przedział od 10 do 15 punktów bazowych. W Polsce szczyt spadku PKB to jedynie 0,4

4 206 Maria Piotrowska punktu bazowego. Pamiętając, że wielkość szoku monetarnego w Polsce jest podobna do rozmiaru szoku w poszczególnych krajach strefy euro, tak duża różnica w wielkości reakcji produkcji sugeruje bardzo słaby wpływ polityki monetarnej na realną sferę gospodarki w Polsce. W pierwszym roku reakcja poziom cen w polskim modelu VARs charakteryzuje się tzw. zagadką cen, która polega na tym, że restrykcje monetarne powodują krótkookresowy wzrost cen. Uwzględnienie w modelu wskaźnika cen zaopatrzeniowych, co jest zalecane w literaturze modeli VARs, nie usunęło tej anomalii. Zagadkę cen nie można racjonalnie wytłumaczyć, jeśli rozważa się wpływ restrykcji monetarnych jedynie na zagregowany popyt. Jeśli natomiast uwzględni się wpływ restrykcji monetarnych na wzrost kosztów produkcji, to początkowy wzrost inflacji może wystąpić. Firmy muszą bowiem zapłacić za czynniki produkcji przed uzyskaniem wpływów ze sprzedaży, uzupełniają zatem brakujące środki kredytem. Dlatego też podniesienie stóp procentowych podnosi koszty produkcji. Wystąpienie takiego zjawiska sugeruje, że kosztowy kanał transmisji monetarnej w Polsce ma istotne znaczenie. Wyniki analizy VARs nie wskazują na występowanie tzw. zagadki płynności, która polega na tym, że wzrost agregatu pieniężnego towarzyszy wzrostowi stopy procentowej. Tego typu dodatnia reakcja zasobu pieniądza na zacieśnienie polityki monetarnej jest bardziej prawdopodobna jako odpowiedź na szokową zmianę w popycie na pieniądz niż na szokową zmianę w polityce monetarnej. Rezultaty otrzymane dla Polski są zgodne z oczekiwaniem i pokazują, że nieoczekiwany wzrost rynkowej stopy procentowej prowadzi do natychmiastowego spadku agregatu pieniężnego M2 (patrz Rysunek 1). Wyniki dla Polski potwierdzają jeszcze jedną prawidłowość, tzn. zacieśnianie polityki monetarnej prowadzi, z opóźnieniem o 2 kwartały, do realnej aprecjacji kursu walutowego, podobnie jak w strefie euro. Realna aprecjacja wpływa znacząco na reakcję poziomu PKB i cen. Spadek realnego kursu walutowego powoduje spadek popytu na produkty krajowe. Szczyt reakcji kursu walutowego występuje po 7 kwartałach, podobnie jak szczyt reakcji poziomu produkcji. Wzrost kursu jest również jednym z czynników stymulujących spadek cen konsumpcyjnych. Wyniki estymacji modelu VARs dla Polski potwierdzają zasadnicze cechy reakcji gospodarki na szoki monetarne. Jednakże należy podkreślić, że w Polsce wpływ transmisji monetarnej na poziom cen i produkcji jest znacznie słabszy, niż w strefie euro.

5 Charakterystyka transmisji polityki monetarnej w Polsce 207 Rysunek 1. Wpływ szoków polityki monetarnej w Polsce (okres estymacji: 1995;1 2004;4 kwartał) Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E..03 Response of LRPKB to W3.010 Response of LCPI95Q1 to W Response of LM2 to W3 2 Response of W3 to W Response of LR to W Źródło: obliczenia własne Wyjaśnienia: lrpkb realny PKB w3-3 miesięczna międzybankowa rynkowa stopa procentowa lcpi95q1 ceny konsumpcyjne lr - realny kurs walutowy PLN/USD = lm2 - agregat pieniężny M2 = nominally kurs walutowy x (CPI USD/CPI PL)

6 208 Maria Piotrowska Wpływ polityki monetarnej na inwestycje i konsumpcję w Polsce Oszacowanie wpływu polityki monetarnej na inwestycje i konsumpcję wymaga przeanalizowania reakcji składników PKB na szok monetarny. Podstawowy model VARs został rozszerzony tak, by ocenić wpływ szoku monetarnego na dwa wrażliwe na stopy procentowe składniki PKB: inwestycje ogółem i zakupy dóbr trwałego użytku. Dodatkową zmienną makroekonomiczną inwestycje ogółem w pierwszym modelu rozszerzonym i zakupy dóbr trwałego użytku w drugim modelu rozszerzonym - uwzględniono w bloku zmiennych endogenicznych modelu, jako ostatnią. Reakcja dodatkowych zmiennych wystąpiła z 3 letnim opóźnieniem w stosunku do szoku monetarnego, tak jak reakcja PKB (patrz Tablica 1.). Skumulowana reakcja inwestycji ogółem jest podobna do skumulowanej reakcji PKB (patrz Rysunek 2.). Jednakże siła oddziaływania szoku na inwestycje jest prawie 6-krotnie większa niż na poziom PKB. Natomiast wydatki konsumpcyjne okazały się znacznie mniej wrażliwe na zmianę stopy procentowej niż inwestycje. Reakcja poziomu zakupów dóbr trwałego użytku jest silniejsza niż reakcja PKB tylko w pierwszym roku. Biorąc pod uwagę cały 3-letni okres dostosowania, siła reakcji zakupów dóbr trwałego użytku jest taka sama jak reakcja PKB. Cały okres dostosowania konsumpcji do szoku monetarnego wynosi 4 lata, podczas gdy okres dostosowania inwestycji 3 lata, tak jak PKB. Tablica 1. Skumulowany wpływ szoku monetarnego na składniki PKB w Polsce re- Skumulowana akcja Po 3 latach od szoku monetarnego PKB Inwestycje I Zakupów dóbr trwałego użytku C Współczynnik skumulowanej reakcji I/PKB Współczynnik skumulowanej reakcji C/PKB Źródło: Obliczenia własne oparte na wynikach estymacji modelu VARs rozszerzonego o inwestycje ogółem i zakupy dóbr trwałego użytku Wykres 2. Wpływ szoku monetarnego na składniki PKB (inwestycje i konsumpcję) w Polsce (okres estymacji: 1995;1 2004;4 kwartał).000 Accumulated Response of LRC to Cholesky One S.D. W3 Innovation

7 Charakterystyka transmisji polityki monetarnej w Polsce Accumulated Response of LRPKB to Cholesky One S.D. W3 Innovation Accumulated Response of LRI to Cholesky One S.D. W3 Innovation Źródło: Obliczenia własne Wyjaśnienia: LRPKB - realny PKB LRC - zakupy dóbr trwałego użytku (w cenach stałych) LRI - inwestycje (w cenach stałych) Udział inwestycji i konsumpcji w zmianach PKB wywołanych polityką monetarną Oszacowania uzyskane powyżej zostały użyte do odpowiedzi na pytanie czy zmiany w PKB spowodowane szokiem polityki monetarnej są wywołane przede wszystkim zmianami w inwestycjach i konsumpcji, czyli w dwóch składnikach PKB, które są uważane za wrażliwe na stopę procentową. Odpowiedź na to pytanie jest oparta (zgodnie z sugestią Angeloni ego i innych, 2002) na ocenie stosunku reakcji inwestycji (lub reakcji zakupów dóbr trwałego użytku) do reakcji PKB, pomnożonego przez udział inwestycji (lub konsumpcji dóbr trwałego użytku) w PKB. Rezultaty są zawarte w Tabeli 2.

8 210 Maria Piotrowska Tabela 2. Udział zmian inwestycji i konsumpcji dóbr trwałego użytku w reakcji PKB na szok monetarny (w procentach zmiany PKB) Udział skumulowanej reakcji składnika PKB (tzn. inwestycji lub konsumpcji) na szok monetarny w skumulowanej reakcji PKB na szok monetarny* Inwestycje Konsumpcja dóbr trwałego użytku Źródło: Obliczenia autora na podstawie Tabeli 1 Wyjaśnienia: * skumulowana reakcja po trzech latach od wystąpienia szoku monetarnego. Udział inwestycji jest równy stosunkowi skumulowanej reakcji inwestycji do skumulowanej reakcji PKB pomnożonemu przez średnią stopę inwestycji (inwestycje/pkb) wynosząca 20%. Podobne obliczenia odnoszą się do udziału konsumpcji, przy czym średnia stopa konsumpcji (konsumpcja dóbr trwałego użytku/ PKB) wynosiła 40%. Udział reakcji inwestycji w wyjaśnianiu zmian PKB jest znacznie większy (113%) niż reakcji konsumpcji (jedynie 40%). Sugeruje to, że dostosowania produkcji do zacieśnienia polityki monetarnej wynikają głównie ze zmian wywołanych w inwestycjach. Wyjaśnienia wymaga jednak zaskakująco wysoki udział reakcji inwestycji, tzn. 113%. Inwestycje reagują znacznie silniej niż należałoby oczekiwać przy danej zmianie PKB. Można wytłumaczyć tę anomalię rekcją eksportu na zacieśnienie polityki monetarnej (Rysunek 3). Restrykcje monetarne powinny prowadzić do spadku eksportu z powodu aprecjacji kursu walutowego. Jednak wyniki modelu VARs przewidują istotny wzrost eksportu i w konsekwencji wzrost wyniku handlu zagranicznego (eksportu netto). Wyjaśnienie może być następujące: zacieśnienie polityki monetarnej prowadzi do spadku krajowego popytu na dobra i usługi. Firmy, które napotykają trudności w sprzedaży swoich produktów na rynku krajowym, są zmuszone do rozszerzenia eksportu, nawet przy występowaniu realnej aprecjacji waluty krajowej. Taka sytuacja została zaobserwowana bardzo wyraźnie w Polsce w okresie recesji To nietypowe zachowanie eksportu, tzn. jego wzrost w odpowiedzi na restrykcje monetarne, mogłoby również tłumaczyć znacznie słabszą reakcję PKB na zacieśnienie polityki monetarnej niż sugerują to wyniki modeli VARs dla krajów strefy euro.

9 Charakterystyka transmisji polityki monetarnej w Polsce 211 Rysunek 3. Reakcja eksportu na zacieśnienie polityki monetarnej (okres estymacji: 1995;1 2004;4 kwartał).05 Response of LREX to Cholesky One S.D. W3 Innovation Źródło: Obliczenia własne Wyjaśnienie: LREX- eksport (w cenach stałych) Wnioski Wyniki estymacji modelu VARs dla Polski potwierdzają zasadnicze cechy reakcji gospodarki na szoki monetarne. Zacieśnienie polityki monetarnej powoduje obniżenie poziomu zarówno produkcji jak i cen. Szczyt reakcji inflacji następuje po szczycie reakcji produkcji. Wpływ na poziom cen jest trwalszy. Porównanie reakcje inwestycji oraz wydatków konsumpcyjnych z rozmiarem reakcji produkcji pozwala stwierdzić, że inwestycje są tym składnikiem PKB, który jest istotnie wrażliwy na zmianę stopy procentowej a zatem to głównie poprzez inwestycje polityka monetarna wpływa na produkcję. Jednakże należy podkreślić, że w Polsce wpływ transmisji monetarnej na poziom cen i produkcji jest znacznie słabszy, niż w strefie euro. Słabszą reakcję PKB na zacieśnienie polityki monetarnej w Polsce, w porównaniu do sugerowanych przez modele VARs zmian produkcji w krajach strefy euro, można wyjaśnić nietypową reakcją eksportu. Wyniki modelu VARs dla Polski przewidują bowiem istotny wzrost eksportu i w konsekwencji wzrost wyniku handlu zagranicznego (eksportu netto) w odpowiedzi na restrykcje monetarne. Analiza VAR ujawnia również tzw. zagadkę cen, która polega na tym, że restrykcje monetarne powodują krótkookresowy wzrost cen. Ta anomalia sugeruje znaczenie kosztowego kanału transmisji monetarnej w Polsce.

10 212 Maria Piotrowska BIBLIOGRAFIA: 1. Angeloni, I., A. Kashyap, B. Mojon and D. Terlizzese (2002) Monetary transmission in the euro area: Where do we stand?, ECB, Working Paper No Bernanke, B.S. and M. Gertler (1995) Inside the black box: the credit channel of monetary policy transmission, Journal of Economic Perspectives, 9, Christiano, L., M. Eichenbaum, and C. Evans (2000) Monetary policy shocks: What have we learned and to what end?, J. Taylor and M. Woodford (eds), Handbook of Macroeconomics, North Holland. 4. Els, P. van, A. Locarno, J. Morgan and J-P. Villetelle (2001) Monetary policy transmission in the euro area: What do aggregate and national structural models tell us?, ECB, Working Paper, No Leeper E., C. Sims and T. Zha (1998) What does monetary policy do?, Brookings Papers on Economic Activity, 2, Mojon, B. and G. Peersman (2001) A VAR description of the effects of monetary policy in the individual countries of the euro area, ECB, Working Paper No Peersman, G. and F. Smets (2001) The monetary transmission mechanism in the euro area: More evidence from VAR analysis, ECB, Working Paper No. 91.