Bank i Kredy 43 (3), 2012, 71 96 www.bankikredy.nbp.pl www.bankandcredi.nbp.pl Wpływ poliyki fiskalnej na synchronizację cykli koniunkuralnych w Polsce i srefie euro Pior Krajewski*, Kaarzyna Piła # Nadesłany: 16 luego 2012 r. Zaakcepowany: 24 maja 2012 r. reszczenie W opracowaniu przeanalizowano wpływ poliyki fiskalnej na synchronizację cykli koniunkuralnych w Polsce i srefie euro. Badanie przeprowadzono na podsawie danych kwaralnych z la 1995 2010. Odziaływanie poliyki fiskalnej na wahania koniunkury w gospodarce polskiej oszacowano na podsawie kszałowania się srukuralnych dochodów oraz srukuralnych wydaków pierwonych. Z przeprowadzonych analiz wynika, że poliyka fiskalna wywarła najsilniejszy wpływ na poziom luki produkcyjnej w laach 2009 2010, przyczyniając się do relaywnie dobrej syuacji gospodarczej w Polsce w okresie kryzysu gospodarczego w Europie. Jednocześnie, niezależnie od przyjęej miary zbieżności swierdzono, że poliyka fiskalna w analizowanym okresie wpłynęła na obniżenie się synchronizacji wahań koniunkury w Polsce i srefie euro. łowa kluczowe: poliyka fiskalna, synchronizacja cykli koniunkuralnych JEL: E32, E62 * Uniwersye Łódzki, Insyu Ekonomii. # Uniwersye Łódzki, Insyu Ekonomii; e-mail: kaarzyna.pila@gmail.com.
72 P. Krajewski, K. Piła 1. Wsęp Jednym z głównych czynników, kóry będzie uławiać przyszłe prowadzenie przez Polskę wspólnej poliyki pieniężnej, jes duże zsynchronizowanie cykli koniunkuralnych. Z ego względu cel niniejszego opracowania sanowi ocena wpływu poliyki fiskalnej na sopień zbieżności wahań koniunkury w Polsce i srefie euro. W pracy zweryfikowano hipoezę, że poliyka fiskalna w Polsce nie wpłynęła na zwiększenie synchronizacji cyklu koniunkuralnego w Polsce i srefie euro. W badaniu wykorzysano dane kwaralne dla gospodarki polskiej oraz srefy euro z la 1995 2010. Przeprowadzona w pracy analiza opiera się na dwóch obszarach badawczych, silnie powiązanych ze świaowym nurem badań, j.: analizach synchronizacji cykli koniunkuralnych w konekście inegracji monearnej, badaniach doyczących sprzężeń zwronych pomiędzy poliyką fiskalną a wahaniami koniunkury. ynchronizację cykli koniunkuralnych pomiędzy krajami chcącymi uworzyć unię monearną posuluje zw. nowa eoria opymalnych obszarów waluowych. Zbieżność wahań akywności ekonomicznej zmniejsza skuki asymerycznych szoków popyowych (por. np. De Grauwe 1997; Rose 2000; Wojnicka 2002). Z drugiej srony Frankel i Rose (1996) przewidywali endogeniczność sopnia synchronizacji cykli koniunkuralnych i wskazywali, że przyjęcie wspólnej waluy spowoduje inensyfikację wymiany handlowej i, w rezulacie, zwiększenie korelacji cykli koniunkuralnych. Niezależnie od ego, czy zbieżność wahań akywności gospodarczej będzie czynnikiem egzo- czy endogenicznym inegracji monearnej, jes ona ważna dla dososowania gospodarczego poszczególnych krajów. Z ego względu badania nad cyklami koniunkuralnymi prowadzi większość banków cenralnych, insyucji ekonomiczno-finansowych i ośrodków akademickich na świecie (por. np. Bergman, 2004; De Haan, Inklaar, Jong-A-Pin 2005; Bower, Guillemineau 2006; Tomljanovich, Ying 2005; krzypczyński 2006; 2008; 2010; Konopczak 2009). Badania współzależności pomiędzy kszałowaniem się deficyu budżeowego a akywnością gospodarczą sięgają la 30. XX w. (por. Keynes 1985; Myrdal 1975; Hansen 1941). W laach osiemdziesiąych i dziewięćdziesiąych wzrosło znaczenie analiz doyczących dekompozycji deficyu na część srukuralną i cykliczną (por. np. Momigliano, aderini 1999; Roger, in Veld 1997). Również oddziaływanie w drugim kierunku, j. wpływ poliyki fiskalnej na przebieg krókookresowych zmian PKB, jes przedmioem licznych analiz, zarówno na gruncie popyowym (por. np. Klein 1968; Hemming, Kell, Mahfouz 2002; Linnemann, chaber 2003; Łaski, Osiayński, Zięba 2010), jak i podażowym (por. Chrisiano, Eichenbaum 1990; Baxer, King 1993; Bukowski i in. 2005). Badania, w jakim sopniu poliyka fiskalna oddziałuje na kszałowanie się wahań koniunkury, doyczą wpływu zmian w poliyce dyskrecjonalnej na kszałowanie się PKB, jak eż skueczności auomaycznych sabilizaorów koniunkury (por. Barrell, Pina 2002; Brunila, Bui, in Veld 2002; Baum, Koeser 2011). Jak wskazano, isnieje bogaa lieraura doycząca synchronizacji cykli oraz współzależności pomiędzy poliyką fiskalną a wahaniami koniunkury. W polskiej lieraurze wysępuje jednak niedosaek analiz łączących ww. obszary badawcze, a w szczególności badań wpływu prowadzonej w ramach cyklu poliyki fiskalnej na synchronizację cykli koniunkuralnych w Polsce i srefie euro. Układ niniejszego opracowania jes nasępujący. W pierwszej kolejności zaprezenowano zasosowane miary synchronizacji cykli koniunkuralnych i na ich podsawie przedsawiono miary
Wpływ poliyki fiskalnej... 73 zbieżności wahań koniunkury w Polsce i srefie euro. Nasępnie poddano analizie wpływ poliyki fiskalnej na kszałowanie się luki popyowej w Polsce. W końcowej części opracowania ukazano wpływ poliyki fiskalnej na zsynchronizowanie gospodarki polskiej z koniunkurą w srefie euro oraz zaprezenowano wnioski z przeprowadzonych analiz. 2. Miary synchronizacji cykli koniunkuralnych w Polsce i srefie euro Isnieje wiele sposobów definiowania i pomiaru cykli koniunkuralnych. Powszechnie jako cykl koniunkuralny rozumie się wahania akywności gospodarczej, w kórej wyróżnia się wysępowanie dwóch faz: ożywienia gospodarczego oraz recesji (spowolnienia) 1. Zgodnie z definicją Burnsa i Michella (1946) flukuacje gospodarcze nie muszą być ściśle periodyczne, a ich długość może się wahać od roku do 10 12 la. Na podsawie obserwacji powojennych wahań akywności gospodarczej Naional Bureau of Economic Research (NBER) dokonało zmian w daowaniu cykli koniunkuralnych. Długość rwania cyklu określiło na okres od około sześciu do rzydziesu dwóch kwarałów, j. od 1,5 roku do 8 la (por. Baxer, King 1995; Chrisiano, Fizgerald 1999). Taka długość cyklu jes sandardowo przyjmowana w analizach wahań akywności gospodarczej (por. krzypczyńki 2006; 2010; Harding, Pagan 1999) i zosała przyjęa akże w niniejszej pracy. Do uzyskania szeregów reprezenujących cykl koniunkuralny w Polsce i srefie euro wykorzysano kwaralne dane realnego produku krajowego bruo 2, obejmujące okres od pierwszego kwarału 1995 r. do czwarego kwarału 2010 r. Ponieważ szeregi e cechowała silna sezonowość, przeprowadzono procedurę wyrównania sezonowego oparą na meodzie Census X-12 3. W celu uzyskania komponenów cyklicznych szeregów PKB dla gospodarki polskiej i gospodarki srefy euro jako całości posłużono się filrem Chrisiano i Fizgeralda (1999) oraz porównawczo, w ramach analizy wrażliwości, filrem Hodricka i Prescoa (1980). Filr Chrisiano-Fizgeralda (CF) jes filrem ypu band pass 4, czyli filrem pasmowo przepusowym. Zasosowanie akiego rodzaju filra pozwala na usunięcie z danych wejściowych długookresowego rendu sochasycznego, składników nieregularnych oraz sezonowych (por. krzypczyński 2006). Dodakowym auem wykorzysania filra ypu band pass jes możliwość określenia zakresu wahań wejściowego szeregu odpowiadającego przyjęemu a priori okresowi rwania cyklu koniunkuralnego (por. krzypczyński 2010). 1 Wyodrębnienie dwóch faz cyklu koniunkuralnego doyczy zw. cykli współczesnych noowanych po drugiej wojnie świaowej. Wcześniej wyróżniano czery fazy cyklu: recesję, depresję, ożywienie i ekspansję (por. krzypczyński 2010). 2 zeregi PKB zosały wyrażone w cenach sałych z 2000 r. Dane pochodzą z bazy Eurosa. 3 Alernaywną meodą odsezonowania szeregów czasowych jes meoda TRAMO/EAT. Różnica między ymi meodami polega na ym, że TRAMO/EAT wykorzysuje filry opare na modelach ARIMA, podczas gdy meoda Census bazuje na relacji sygnał szum w wyborze filra oparego na średnich ruchomych. Meoda X-12-ARIMA ma relaywnie większe zasosowanie w przypadku krókich szeregów czasowych i dlaego zosała zasosowana w niniejszym opracowaniu. Więcej na ema porównania obydwu meod można znaleźć np. w pracach: Hood, Ashley, Findley (2000); Franses, Paap, Fok (2005). 4 Filrem pasmowym jes akże filr Baxera-Kinga (1995), kóry podobnie jak w przypadku filra CF, gdy szereg wejściowy jes generowany przez proces niesacjonarny może generować cykle pozorne. W przeciwieńswie do filra CF, filr Baxera-Kinga jes filrem symerycznym, co powoduje, że w wyniku jego zasosowania raci się n począkowych i końcowych obserwacji. Warość parameru n jes usalana a priori, przy czym Baxer i King (1995) sugerują, aby sanowiła ona równowarość rzech la.
74 P. Krajewski, K. Piła Przy sosowaniu filra Chrisiano-Fizgeralda (filra CF) pożądane jes określenie sacjonarności procesu generującego dane wejściowe, zn. czy szereg jes sacjonarny czy niesacjonarny, czyli zinegrowany w sopniu pierwszym bądź wyższym. Filr CF przynosi oczekiwane rezulay ylko wedy, gdy proces generujący dane wejściowe o random walk bez dryfu. W przeciwnym wypadku filr en może generować cykle pozorne (por. Wośko 2009). Ponieważ szeregi PKB zawierają długookresowy rend sochasyczny, przed zasosowaniem filru CF zosały poddane procedurze usunięcia dryfu. Niesacjonarność procesu powierdziły esy ADF oraz KP 5. Nasępnie w wyniku zasosowania filra CF orzymano szeregi reprezenujące komponeny cykliczne PKB 6 dla gospodarki polskiej i srefy euro, zilusrowane na wykresie 1. Uzyskane w en sposób szeregi sały się podsawą badania synchronizacji cykli koniunkuralnych w Polsce i srefie euro. W celu wyodrębnienia komponenów cyklicznych z szeregów reprezenujących kaegorie ekonomiczne oprócz filra CF zasosowano akże filr Hodricka-Prescoa (1980) (filr HP). Jes on najpopularniejszą meodą ransformacji wejściowego szeregu w celu uzyskania wahań o wysokiej częsoliwości. Z ego względu w ramach analizy porównawczej oprócz wyników uzyskanych przy zasosowaniu filra CF przedsawiono również wyniki orzymane przy wykorzysaniu filra HP 7. Komponeny cykliczne PKB w Polsce i srefie euro wyznaczone za pomocą filra HP ilusruje wykres 2. Meodą alernaywną wobec zasosowanej w pracy, wykorzysywaną w celu eksrakcji komponenów cyklicznych, są esymacje opare na funkcji produkcji. Zaleą wyznaczania produkcji poencjalnej na podsawie funkcji produkcji jes o, że opiera się na fundamenach ekonomicznych, co umożliwia ekonomiczną inerpreację uzyskanych wyników. Zarazem jednak wyniki orzymane na podsawie funkcji produkcji w znacznym sopniu zależą od przyjęych założeń eoreycznych, przede wszyskim założeń doyczących posaci funkcji produkcji i sposobu definiowania nauralnej sopy bezrobocia 8. Z ego względu w niniejszym opracowaniu zasosowano meodę wyznaczania luki produkcyjnej oparą na filracji. Niemniej należy podkreślić, że isnieje zazwyczaj silna korelacja między luką produkcyjną orzymaną na podsawie filrów saysycznych a luką produkcyjną orzymaną na podsawie funkcji produkcji 9. 5 Rezulay orzymane przy zasosowaniu obydwu esów wskazały, że szeregi PKB w Polsce i srefie euro są zinegrowane w sopniu pierwszym I(1). W eście ADF liczba opóźnień zosała dobrana na podsawie minimalizacji kryerium chwarza, a w eście KP szerokość pasma zosała przyjęa na podsawie meody Neweya-Wesa. 6 W opracowaniu określenie komponeny cykliczne PKB jes używane wymiennie z określeniami: luka PKB, luka produkcyjna i luka popyowa. 7 Waro przy ym zaznaczyć, że wzmożone analizy właściwości ego filra obnażyły wiele jego wad, spośród kórych można wymienić dużą wrażliwość filra HP na zmiany warości i dodawanie nowych obserwacji, a akże generowanie cykli w przypadku, gdy wejściowy szereg nie charakeryzuje się cyklicznością (Wośko 2009; Pedregal, Young 2001). 8 Ponado wyznaczanie produkcji poencjalnej na podsawie funkcji produkcji ma większe zasosowanie do badania inflacji, a mniejsze do wyznaczania deficyu srukuralnego (Momigliano, aderini, 1999). 9 Według obliczeń Komisji Europejskiej we wszyskich krajach Unii Europejskiej korelacja między lukami produkcyjnymi orzymanymi ymi meodami kszałowała się w granicach 0,8 0,9 (European Commission 2000). Waro przy ym zaznaczyć, że w analizach cyklu koniunkuralnego sosowane są również inne meody. Przykładowo modele przełącznikowe Markowa idenyfikują zmiany faz cyklu, kórymi seruje jednorodny łańcuch Markowa o zadanej liczbie reżimów (sanów). Zazwyczaj przyjmuje się dwie możliwe realizacje łańcucha, reprezenujące recesję lub ożywienie gospodarcze (por. Konopczak 2009; Maciejowska, Zwiernik 2005). Innym podejściem do idenyfikacji punków zwronych cykli koniunkuralnych jes zasosowanie algorymu Bry i Boschan (1971). Meoda a począkowo służyła do analiz oparych na danych miesięcznych, jednak później zosała dososowana do danych kwaralnych. Dzięki wykorzysaniu zmodyfikowanego algorymu Bry-Boschan można wskazać okres (kwarał), w kórym nasąpił zwro cyklu, jeżeli zmiana dynamiki produku (jej spadek lub wzros) urzymuje się przez co najmniej dwa kwarały (por. Konopczak 2009). Procedura a ma akże wbudowane mechanizmy uwzględniające minimalną długość cyklu, ak aby algorym en nie idenyfikował zby krókich flukuacji jako punków zwronych cyklu koniunkuralnego.
Wpływ poliyki fiskalnej... 75 W przeprowadzonej analizie synchronizacji cykli koniunkuralnych w Polsce i srefie euro zasosowano różne mierniki w celu zweryfikowania siły dopasowania wahań akywności gospodarczej pod względem zarówno zgodności ampliud, jak i długości rwania cyklu. Wykorzysano współczynniki korelacji i cross-korelacji, indeks zbieżności, indeks równości luk produkcyjnych oraz wariancję różnic między komponenami cyklicznymi. Ponado posłużono się periodogramem, na podsawie kórego określono główne okresy rwania cyklu w gospodarkach Polski i srefy euro. Współczynniki korelacji są w sanie określić siłę zależności między dwoma cyklami pod względem kierunku zmian w ym samym okresie. Z kolei współczynniki cross-korelacji mogą pomóc wskazać, czy wysępują przesunięcia pomiędzy cyklami, zn. czy jeden z cykli wyprzedza drugi i o ile kwarałów. Indeks zgodności (concordance index) jes miarą zaproponowaną przez Arisa, Marcelinno, Proiei (2002), mającą na celu określenie, jaki jes procen okresów, w kórych oba cykle są w ej samej fazie (ożywienia lub recesji). Miara a informuje zaem o zgodności faz cykli koniunkuralnych. Indeks en ma posać: I ij 1 T = T = 1 [ + ( 1 )( 1 )] i j gdzie: T liczba okresów, i, j binarne szeregi dla cykli krajów i oraz j, określające fazę cyklu (1 dla ożywienia, 0 dla recesji). Indeks podobieńswa luk (gap similariy) o miara zaproponowana przez Minka, Jacobsa oraz De Haana (2008). Ma on na celu wskazanie, jak silna jes zgodność analizowanych cykli koniunkuralnych pod względem równości ampliud wahań akywności gospodarczej. Isnieje bowiem prawdopodobieńswo, że współczynnik korelacji będzie wynosił 1 nawe wedy, gdy serie mają różne odchylenia sandardowe. Indeks podobieńswa ampliud Jacobsa, Minka i De Haana ma posać: i j (1) γ = 1 T = 1 y~ T i = 1 y~ gdzie: y ~ y ~ i, j warości luk produkcyjnych, odpowiednio, krajów i oraz j w okresie, T liczba okresów. y~ i j (2) Osanią z zasosowanych miar synchronizacji flukuacji gospodarczych w Polsce i srefie euro jes wariancja różnic między komponenami cyklicznymi. Przedsawione powyżej miary zosały wyznaczone dla szeregów reprezenujących cykl koniunkuralny w gospodarkach Polski i srefy euro. Wyniki zaprezenowano w abeli 1. Analiza miar wyznaczonych dla danych reprezenujących wahania akywności gospodarczej w Polsce i srefie euro wskazuje, że synchronizacja cykli koniunkuralnych w Polsce i srefie euro
76 P. Krajewski, K. Piła jes lepsza pod względem faz cykli niż ich ampliud. Ampliudy cyklu w srefie euro są niższe niż w Polsce, co powierdzają wyniki innych badań (por. np. krzypczyński 2010, s. 179). Z porównania warości współczynników korelacji i indeksów badających zgodność ampliud cykli orzymanych dla szeregów uzyskanych za pomocą filrów HP i CF wynika, że w przypadku drugiego filra warości e są wyższe, niższa jes naomias wariancja różnic między badanymi komponenami cyklicznymi. Wynika o z faku, że za pomocą filra CF orzymuje się szeregi o bardziej wygładzonych kszałach. Ponado analizując współczynniki cross-korelacji, można zauważyć, że w przypadku obu filracji cykl koniunkuralny w Polsce nie jes ani isonie wyprzedzający ani opóźniający się w sosunku do flukuacji obserwowanych w srefie euro (por. abela 2). Analiza periodogramów wskazała ponado, że dominującymi okresami dla cyklu w Polsce są 4 laa (16 kwarałów); dla flukuacji w srefie euro jes o 5,3 roku (nieco ponad 21 kwarałów). Drugim rodzajem flukuacji, kóre kszałują wahania cykliczne w Polsce i srefie euro, są okresy 8-lenie. Podobne wyniki co do długości rwania cyklu orzymał krzypczyński (2006). Według jego badań główne pasmo wahań akywności w srefie euro wynosi 5,1 roku, a drugie pasmo wahań o okresy rwające około 2,8 roku. Kolejne analizy wskazały naomias, że cykle w Polsce i srefie euro są kszałowane przez okresy 3- oraz 6 7-lenie (por. krzypczyński 2010). Z porównania orzymanych miar synchronizacji cykli koniunkuralnych Polski i srefy euro z analogicznymi wyliczeniami uwzględniającymi pozosałe kraje Europy Środkowo-Wschodniej wynika, że nieznacznie lepszą niż w Polsce zbieżnością wahań akywności gospodarczej cechują się: Liwa, Łowa, Czechy i Węgry. Najmniejszą konwergencją w zakresie wahań koniunkury charakeryzuje się naomias łowacja. W analizowanych krajach dominującymi pasmami wahań koniunkuralnych są, podobnie jak w Polsce, okresy pięciolenie, a druga długość rwania cyklu wynosi około 2 la. Wyjąek sanowiły Węgry, w kórych okresy e były dłuższe i wyniosły, odpowiednio, 8 la i 4 laa, co bardziej odbiega od oszacowań dla srefy euro. Z porównania orzymanych wyników miar synchronizacji cykli koniunkuralnych z analizami prowadzonymi przez innych auorów widać, że większość z nich orzymuje podobne rezulay badań. avva, Neanidis i Osborn (2008) przeprowadzili analizę synchronizacji cykli koniunkuralnych pomiędzy srefą euro a krajami, kóre w osanich laach weszły do UE, oraz krajami negocjującymi akcesję. woje badanie oparli na relaywnie długiej próbie obejmującej okres od 1980 do 2006 r. Wynika z niego, że we wszyskich analizowanych krajach znacznie zwiększyła się synchronizacja cykli z akywnością obserwowaną w krajach srefy euro. Zauważyli oni akże duże zmiany w przebiegu cykli w badanych krajach, co było wynikiem gwałownej ransformacji gospodarczej. Przeprowadzona przez avvę, Neanidisa i Osborna (2007) analiza pokazała, że zmianę sysemową najszybciej wprowadziły łowenia i Węgry, kóre w en sposób najlepiej przygoowały się do akcesji do UE. Wyniki uzyskane dla gospodarki polskiej również wskazują na wysoki sopień konwergencji koniunkuralnej ze srefą euro. Do podobnych wniosków dochodzi w swojej analizie Levasseur (2008), kóra przeanalizowała synchronizację cykli krajów Europy Środkowo-Wschodniej z cyklem srefy euro w laach 1996 2006, przy dodakowym wyodrębnieniu podpróby 2002 2006. Wyniki jej badania wskazują, że najwyższą synchronizacją cykli charakeryzują się Polska i łowenia. W pierwszej części próby znaczną zbieżnością cyklu ze srefą euro odznaczały się akże Węgry, jednak po 2002 r. kraj en cechował się mniejszą konwergencją wahań akywności gospodarczej w sosunku do srefy euro. Badania przeprowadzone przez Benčika (2011), obejmujące laa 2001 2009, wskazują naomias, że wszyskie analizowane przez niego kraje V4 (Polska, Węgry,
Wpływ poliyki fiskalnej... 77 Czechy i łowacja) sopniowo zwiększały synchronizację cykli koniunkuralnych z cyklem srefy euro. Z przyoczonych wyników badań wynika zaem, że wahania koniunkury w Polsce, łowenii i na Węgrzech charakeryzują się największą zbieżnością z cyklem w srefie euro. W dalszej części pracy przeanalizowano wpływ poliyki fiskalnej na kszałowanie się luki produkcyjnej, a nasępnie przedsawione powyżej miary zbieżności porównano z analogicznymi miarami uzyskanymi po skorygowaniu luki produkcyjnej o wpływ poliyki fiskalnej. 3. Oddziaływanie dochodów i wydaków srukuralnych na lukę produkową w Polsce Przy badaniu wpływu poliyki fiskalnej na flukuacje gospodarcze można przyjmować, że w krókim okresie poziom produkcji jes rosnącą funkcją deficyu budżeowego (por. Bui, Giudice 2002), lub osobno badać wpływ zmian dochodów i wydaków budżeowych na kszałowanie się PKB (por. Murchison, Robbins 2002). Założenie, że poziom produkcji jes w krókim okresie rosnącą funkcją deficyu budżeowego, oznacza przyjęcie założenia, iż wzros wydaków wywołuje aki sam efek, jak spadek dochodów podakowych. W rzeczywisości zmiany po sronie dochodowej oraz po sronie wydakowej finansów publicznych mogą oddziaływać z różną siłą (por. np. Brunila, Bui, in Veld 2002). Osobna analiza wpływu zmian dochodów i wydaków budżeowych na kszałowanie się PKB pozwala zaem na dokładniejsze oszacowanie wpływu poliyki fiskalnej. Z ego względu w niniejszej pracy w oddziaływaniu deficyu srukuralnego wyodrębniono wpływ srukuralnych dochodów oraz srukuralnych wydaków publicznych. 3.1. Dochody i wydaki srukuralne Najczęściej sosowana meoda wyodrębniania komponenów srukuralnych w dochodach i wydakach publicznych opiera się na oszacowaniu luki produkcyjnej oraz elasyczności komponenów budżeowych względem PKB (Fedelino, Ivanova, Horon 2009; European Commission 2011). Meodę ę, określaną jako meoda ypu luka produkcyjna + elasyczność (oupu gap + elasiciy approach), sosuje większość organizacji międzynarodowych, m.in. OECD, MFW i Komisja Europejska. Do innych, rzadziej sosowanych meod dekompozycji deficyu, można zaliczyć meody opare na wyznaczaniu rendów podsawowych kaegorii dochodów i wydaków budżeowych (Brandner, Diebalek, chuberh 1998), wyodrębnianiu cyklicznych komponenów poszczególnych zmiennych makroekonomicznych (Langenus 1999; Momigliano, aderini 1999), zasąpieniu produkcji poencjalnej obserwowalnym wskaźnikiem makroekonomicznym (Blanchard 1990; Assarsson, Gidehag, Zeegren 1999; Brunila, Tujula 1999; Hansen 1999) lub analizie poszczególnych działań dyskrecjonalnych pańswa (Devries i in. 2011). W niniejszym opracowaniu deficy srukuralny i cykliczny wyodrębniono za pomocą meody luka produkcyjna + elasyczność, ponieważ przy jej sosowaniu komponen cykliczny: nie uwzględnia przejściowych skuków poliyki fiskalnej, niezwiązanych z wahaniami koniunkury (w odróżnieniu od meody sosowanej przez Brandnera, Diebaleka i chuberha (1998), w kórej na komponen cykliczny wpływają również czynniki przejściowe, niewynikające z flukuacji gospodarczych),
78 P. Krajewski, K. Piła zależy od kszałowania się luki produkcyjnej, co z jednej srony umożliwia analizę sprzężeń zwronych między deficyem cyklicznym a kszałowaniem się PKB, a z drugiej srony, w odróżnieniu od podejścia zaproponowanego przez Blancharda (1990), uwzględnienie, że wahania koniunkury mogą wynikać z innych przyczyn niż flukuacje sopy bezrobocia. Meoda opara na szacunkach luki produkcyjnej i elasyczności ma również pewne ograniczenia, m.in. orzymane wyniki w dużym sopniu zależą od oszacowań luki produkcyjnej, kórej wielkość jes rudna do precyzyjnego wyznaczenia, szczególnie w końcowym okresie próby 10. Z ego względu w badaniu skuków poliyki fiskalnej przedsawiono analizy warianowe, ukazujące wpływ dochodów i wydaków srukuralnych wyodrębnionych za pomocą dwóch meod wyznaczania luki produkowej. Jeśli założymy, zgodnie z meodą luka produkcyjna + elasyczność, że kszałowanie się srukuralnych dochodów i wydaków budżeowych względem rzeczywisych dochodów i wydaków zależy od kszałowania się produkcji poencjalnej względem produkcji rzeczywisej oraz od krókookresowych elasyczności dochodów i wydaków budżeowych względem PKB, o orzymamy (por. Brandner, Diebalek, chuberh 1998; Fedelino, Ivanova, Horon 2009): R R E E n, n, m, m, P Y = ( ) Y R ε n P Y = ( ) Y E ε m (3) (4) gdzie: R n, dochody publiczne kaegorii n, E m, wydaki publiczne kaegorii m, R n, srukuralne dochody publiczne kaegorii n, E m, srukuralne wydaki publiczne kaegorii m, R ε n krókookresowa elasyczność dochodów publicznych kaegorii n względem PKB, ε E m krókookresowa elasyczność wydaków publicznych kaegorii m względem PKB, Y ε PKB, Y produkcja poencjalna (PKB skorygowane o wahania cykliczne). P Po uwzględnieniu, że różnica logarymów jes w przybliżeniu równa procenowej różnicy, orzymujemy: R R,,, y ~ n Rn Rn εn = (5) E E,,, y ~ m = Em E ε m m (6) 10 Jak wskazano w opracowaniu European Commission (2011), niewłaściwe oszacowania luk produkcyjnych przez Komisję Europejską przed pojawieniem się kryzysu gospodarczego w Unii Europejskiej spowodowały, że srukuralna nierównowaga finansów publicznych była niedoszacowana. W rezulacie reakcja finansów publicznych na kryzys była silniejsza, niż się spodziewano. Ponado przyjęa meoda liczenia ypu luka + elasyczność nie uwzględnia ych skuków wysępowania cykli na rynku nieruchomości i rynkach finansowych, kóre oddziałują na dochody i wydaki publiczne innymi kanałami niż flukuacje PKB.
Wpływ poliyki fiskalnej... 79 gdzie: czyli y ~ oznacza lukę produkcyjną. y ~ Y Y = Y P P ε ε ε (7) Elasyczności dochodów i wydaków publicznych względem PKB można szacować różnymi meodami na podsawie makromodelu, oszacowań ekonomerycznych oraz meody dwusopniowej, uwzględniającej rozwiązania prawne doyczące sysemu podakowego (por. van den Noord 2000). Przy wyznaczaniu krókookresowych elasyczności poszczególnych kaegorii budżeowych względem PKB za pomocą makromodelu ekonomerycznego na podsawie symulacji wyznacza się, jaki wpływ na dochody i wydaki budżeowe ma szok polegający na zmianie wysokości luki produkcyjnej o 1 pk proc. Podejście o umożliwia wyodrębnienie wpływu różnych rodzajów szoków. Zarazem jednak elasyczność dochodów i wydaków budżeowych zależy od specyfikacji wykorzysanego makromodelu ekonomerycznego, co urudnia dokonywanie porównań międzynarodowych. Przy wyznaczaniu elasyczności dochodów (wydaków) budżeowych względem PKB według liniowej funkcji regresji jako zmienną objaśnianą przyjmuje się wysokość analizowanego dochodu (wydaku) budżeowego, a jako zmienne objaśniające zmiany w sysemie podakowym (sysemowe zmiany wydaków budżeowych), warość PKB wynikającą z rendu oraz cykliczny składnik PKB (por. van den Noord 2000). Zasosowanie analizy ekonomerycznej do wyznaczania elasyczności dochodów i wydaków budżeowych względem PKB przedsawił Url (1997), kóry w każdym z dochodów budżeowych wyodrębnił srukuralną część wynikającą z produkcji poencjalnej i zmieniających się w czasie paramerów poliyki fiskalnej oraz część cykliczną wynikającą z luki produkcyjnej (por. eż Brandner, Diebalek, chuberh 1998). Poziom dochodu budżeowego jes zaem określony przez zmiany sysemowe, produkcję poencjalną i odchylenia produkcji od poziomu poencjalnego. Rzeczywisą produkcję podzielono na produkcję poencjalną i lukę produkcyjną, co wiąże się z założeniem, że krókookresowe odchylenia produkcji od poziomu poencjalnego mogą wpływać na dochody budżeowe w innym sopniu niż kszałowanie się produkcji poencjalnej. zacowanie elasyczności wyłącznie na podsawie analizy ekonomerycznej, uzależniającej dochody budżeowe od luki produkcyjnej lub empa wzrosu PKB, wiąże się z kilkoma ograniczeniami. Zasosowanie ej meody powoduje, że wyznaczone elasyczności określają średni wpływ luki produkcyjnej na dochody budżeowe w analizowanym okresie, a nie ukazują elasyczności w konkrenym roku (por. de Cos 1999). Przy niewielkiej liczbie obserwacji i zmieniających się rozwiązaniach sysemowych wyniki uzyskane na podsawie linii regresji mogą być obarczone dużym błędem. Jednocześnie dokładność oszacowań silnie zależy od adekwaności przyjęych zmiennych określających sysemowe zmiany w poliyce fiskalnej (por. van den Noord 2000). Ponado jeżeli w reakcji na kszałowanie się cyklu koniunkuralnego rząd sysemaycznie podejmuje dyskrecjonalne decyzje, wówczas oszacowanie elasyczności dochodów budżeowych względem PKB będzie również uwzględniać wpływ ych dyskrecjonalnych działań pańswa (por. Murchison, Robbins 2002). Ze względu na przedsawione powyżej mankameny wyznaczania elasyczności wyłącznie na podsawie analizy ekonomerycznej w niniejszym opracowaniu zasosowano meodę dwusopniową, wykorzysującą analizę sysemu podakowego. W meodzie ej w pierwszym kolejności na
80 P. Krajewski, K. Piła podsawie danych doyczących sysemu podakowego bada się zależność pomiędzy wpływami podakowymi a bazą podakową. Nasępnie wyznacza się równanie regresji między bazą podakową (lub zmienną makroekonomiczną sanowiącą przybliżenie bazy podakowej) a PKB (por. Coricelli, Ercolani 2002). Elasyczność wysokości podaku względem bazy podakowej zależy od akich rozwiązań sysemowych, jak sposób opodakowania, wysokości przecięnych i krańcowych sawek podakowych oraz erminy płaności (Momigliano, aderini 1999). Elasyczność bazy podakowej względem PKB jes naomias określana przez wrażliwość bazy podakowej na wahania PKB. Zazwyczaj zamias bazy podakowej danego podaku sosuje się zmienną makroekonomiczną, sanowiącą z jednej srony przybliżenie bazy podakowej, a z drugiej srony bezpośrednio uzależnioną od kszałowania się PKB. Im dokładniej wybrana zmienna makroekonomiczna przybliża bazę podakową i im ściślej jes powiązana z PKB, ym precyzyjniejsze jes oszacowanie elasyczności podaków na podsawie analizy rozwiązań prawnych (por. Momigliano, aderini 1999). Opisaną powyżej dwusopniową meodę wyznaczania elasyczności sosują do badania wpływu wahań koniunkury na dochody budżeowe m.in. OECD i Międzynarodowy Fundusz Waluowy. Zosała również zasosowana w niniejszym opracowaniu do wyznaczania krókookresowych elasyczności kaegorii budżeowych względem PKB. Do dochodów sekora finansów publicznych wrażliwych na wahania koniunkury zalicza się: podaek dochodowy od osób fizycznych, podaek dochodowy od osób prawnych, dochody funduszy celowych ze składek oraz podaki pośrednie (por. np. de Cos 1999; Momigliano, aderini 1999). Oszacowania elasyczności baz podakowych poszczególnych podaków względem PKB wyznaczono na podsawie modelu dla empa wzrosu, na podsawie danych kwaralnych. Jako przybliżenie bazy podakowej składek przyjęo fundusz wynagrodzeń, w przypadku podaku CIT zyski bruo przedsiębiorsw, a dla podaków pośrednich spożycie indywidualne. W przypadku podaku PIT, w kórym wysępuje progresja podakowa, elasyczność wysokości podaku względem bazy podakowej wyznaczono na podsawie równania (por. np. Giorno i in. 1995; Krajewski 2005): εpit, Y = εpi, w εw, Y + εe, Y (8) ε gdzie: PIT, ε εw,y krókookresowa elasyczność przecięnego dochodu względem PKB, ε E, Y krókookresowa elasyczność liczby podaników względem PKB, εpi, w elasyczność wpływów z PIT przypadających na jednego podanika względem przecięnego dochodu. Krókookresowe elasyczności liczby podaników i przecięnego dochodu względem PKB oszacowano za pomocą modelu dla empa wzrosu, na podsawie danych kwaralnych. Jako zmienne makroekonomiczne sanowiące przybliżenie liczby podaników i przecięnego dochodu przyjęo, odpowiednio, liczbę pracujących i sawkę płac. Oddziaływanie wzrosu przecięnej sawki płac na wpływy podakowe zależy od sysemu podakowego. Im silniejsza jes progresja podakowa, ym większa elasyczność wysokości płaconego podaku względem wynagrodzenia. Krókookresową elasyczność wpływów z PIT przypadających na jednego podanika oszacowano przez obliczenie dla każdego z przedziałów podakowych
Wpływ poliyki fiskalnej... 81 sosunku krańcowej sopy podakowej do przecięnej sopy podakowej, a nasępnie wyciągnięcie średniej ważonej, gdzie wagami są wysokości wpływów podakowych uzyskanych z poszczególnych przedziałów podakowych (por. Giorno i in.1995): ε pi, w = MTR n j w (9) j j 1 ATR = j gdzie: ε w j udział wpływów podakowych od podaników należących do j-ego przedziału podakowego we wpływach z PIT ogółem, MTR j krańcowa sopa podakowa dla j-ego przedziału podakowego, ATR j efekywna (przecięna) sopa podakowa dla j-ego przedziału podakowego. Na kszałowania się srukuralnych komponenów dochodów publicznych oprócz krókookresowych elasyczności wpływów podakowych względem PKB wpływa również wysokość luki produkcyjnej w danym okresie. Kszałowanie się dochodów srukuralnych przy wykorzysaniu dwóch meod liczenia luki produkcyjnej, j. filra Chrisiano-Fizgeralda oraz filra Hodricka-Prescoa, ukazuje wykres 3. pośród wydaków publicznych od flukuacji gospodarczych bezpośrednio zależą jedynie wydaki związane z bezrobociem. Krókookresową elasyczność wydaków związanych z bezrobociem względem ( ε UB, Y) wyznaczono na podsawie równania (por. Krajewski 2006): εub, Y ε 1 u εub, Y = εe, Y (10) u gdzie u oznacza sopę bezrobocia. ~ β β β Kszałowanie się wydaków srukuralnych dla każdej z dwóch analizowanych meod liczenia luki produkcyjnej, ukazuje wykres 4 11. 3.2. Mnożniki fiskalne Na kszałowanie się agregaowego popyu oddziałują komponeny srukuralne i cykliczne dochodów oraz wydaków publicznych. Zakładając, że dochody i wydaki publiczne mogą inaczej wpływać na kszałowanie się luki produkowej oraz przyjmując wysępowanie zależności liniowych, orzymujemy: u y~ = β R + β E + X (11) gdzie X wekor zmiennych egzogenicznych niezwiązanych z poliyką fiskalną, R E β X 11 Jak wynika z wykresu 4, wydaki srukuralne wyodrębnione za pomocą meody wyznaczania luki produkcyjnej wykorzysującej filr HP pokrywają się z wydakami wykorzysującymi filr CF. Wynika o z faku, że cykliczne komponeny wydaków związanych z bezrobociem są relaywnie niewielkie w porównaniu ze skalą łącznych zmian wydaków publicznych.
82 P. Krajewski, K. Piła β R 0, βe 0 Uwzględniając, że komponeny cykliczne C dochodów R y~ i wydaków publicznych wynikają z kszałowania się luki produkowej, czyli: C R ϖ y~ = (12) C E y ~ = ϖ E, Y (13) gdzie: C C R, E odpowiednio, cykliczne dochody i wydaki publiczne, ϖ R, Y 0, ϖe,y 0 orzymujemy: β ~ R, Y ~ y β ( R ϖ ~ y ) β ( E ϖ y~ ) β R R Y E E, Y X X Przekszałcając równanie (14), uzyskujemy: β β β, = + + + + (14) y~ = βr R + βe E + β 1 β ϖ β ϖ R R, Y E X X E, Y (15) Z powyższego równania, po uwzględnieniu sprzężenia zwronego pomiędzy wahaniami koniunkury a poliyką fiskalną, wynika zaem, że poliyka fiskalna oddziałuje na kszałowanie się luki produkowej jedynie za pośrednicwem dochodów i wydaków srukuralnych 12. W ramach analizy oddziaływania poliyki fiskalnej na wahania PKB po sronie wydakowej budżeu uwzględniono kszałowanie się srukuralnych wydaków pierwonych, czyli wydaków srukuralnych pomniejszonych o odseki od długu publicznego. Jak wskazuje m.in. Józefiak (2005), o deficy pierwony, a nie całkowiy, sanowi bowiem miarę informującą o oddziaływaniu poliyki fiskalnej na agregaowy popy. W rezulacie analizowane zmienne fiskalne obejmują srukuralne dochody i wydaki pierwone sekora finansów publicznych 13. Jako zmienne niefiskalne, ukazujące wpływ koniunkury zewnęrznej i sysemu pieniężnego na flukuacje gospodarcze, przyjęo naomias realną podaż pieniądza (m ) 14, realny efekywny kurs waluowy (e ) 15 oraz EURO realny PKB w srefie euro ( Y ) 16. W celu zapewnienia sacjonarności zmiennych, a akże ze względu na fak, że w ramach badania skueczności auomaycznych sabilizaorów koniunkury analizowany jes krókookreso- 12 Zbliżoną analizę, w przypadku przyjęcia założenia, że luka produkowa jes rosnącą funkcją deficyu budżeowego, przedsawiają Bui i Giudice (2002). 13 W cenach sałych z 2000 r., dane Eurosau. 14 Jako miarę podaży pieniądza przyjęo agrega M1. Ponieważ poziom podaży pieniądza nie zależy jedynie od poliyki monearnej, ale również od kreacji pieniądza przez sysem bankowy, zmienna a nie sanowi miary prowadzonej poliyki pieniężnej. 15 Jak wynika z analiz dla polskiej gospodarki, zmiany kursu waluowego w analizowanym okresie, szczególnie w laach 2008 2009, silnie oddziaływały na ekspor neo (por. np. RPP 2010; OECD 2010). Zgodnie z przyjęą w niniejszym opracowaniu noacją wzros kursu waluowego oznacza aprecjację złoego. 16 Dane Eurosau.
Wpływ poliyki fiskalnej... 83 wy wpływ zmian wielkości fiskalnych na wahania PKB, model oszacowano na pierwszych przyrosach. W analizie oparo się na danych kwaralnych. Uwzględniając możliwość wysępowania opóźnionych zmiennych egzogenicznych przeprowadzono esymację paramerów równania 17 : EURO, k, k 1, k 3 E, k 4 E 1, k Y, k = α0 + α1 R + α2 R + α + α + + α Y + α Y + α m + α m + α e + α e + ξ 5 6 EURO 1, k 7, k 8 1, k 9, k 10 1, k, k (16) Esymacje przeprowadzono dla dwóch warianów wyznaczania luki produkcyjnej (j. na podsawie filrów CF i HP). W obydwu przypadkach swierdzono, że spośród zmiennych opóźnionych jedynie opóźniona podaż pieniądza w saysycznie isony sposób wpływa na zmienną objaśnianą 18. Po usunięciu nieisonych saysycznie zmiennych opóźnionych dokonano esymacji równania: Y, k, k, k EURO, k = α + α R + α E + α Y + α m + α m + α + ξ (17) 0 1 2 3 4, k 5 1, k 6 e, k, k Dla dochodów x = xi wydaków x srukuralnych wyznaczonych przy wykorzysaniu filra Chrisiano- Fizgeralda uzyskano nasępujące wyniki 19 : Y 0,266 E Y 0,011 e EURO, k 0,006 0,222 R, k +, k + 0,829, k + 0,007 m, k + m 1, k 0, 036 (1,252) ( 1,952) (2,732) (7, 912) (4,053) (8,582) ( 1,689), k 2 R = 0,742 DW = 2, 277 Z kolei w przypadku dochodów i wydaków srukuralnych wyznaczonych za pomocą filra Hodricka-Prescoa orzymano nasępujące oszacowania paramerów 20 : Y m m EURO, k = 0,006 0,296 R, k + 0,309 E, k + 0,847, k + 0,007, k + 0,011 1, k 036 (1,192) ( 2,710) (3,202) (8,310) (4,315) (8,667) ( 1,747) Y 0, e, k 2 R = 0,758 DW = 2, 302 Usalony kierunek wpływu srukuralnych dochodów i wydaków publicznych jes zgodny z eoreycznymi przewidywaniami doyczącymi krókookresowego, popyowego oddziaływania poliyki fiskalnej. Wzros srukuralnych wydaków pierwonych oddziałuje na krókookresowy wzros produkcji, z kolei zwiększenie srukuralnych dochodów publicznych negaywnie wpływa na PKB. Kierunek oddziaływania wydaków i dochodów publicznych jes również zgodny z eoreycznymi implikacjami płynącymi z modeli realnego cyklu koniunkuralnego, doyczących krókookresowego podażowego wpływu poliyki fiskalnej na PKB (por. np. Aschauer 1988 Baxer, King 1993, Ljungqvis, argen 2004, Krajewski 2011). Z porównania orzymanych oszacowań 17 Przyrosy doyczą zmian w sosunku do analogicznego kwarału roku ubiegłego, czyli dla przyrosu w k-ym kwarale roku x, k = x, k x 1, k. 18 Przy poziomie isoności 10%. 19 Tes normalności resz Jarquera-Bera: 26,560, heeroskedasyczności: 0,372, LM Breuscha-Godfrey a: 1,199, ARCH: 0,341. 20 Tes normalności resz Jarquera-Bera: 22,178, heeroskedasyczności: 0,436, LM Breuscha-Godfrey a: 1,347, ARCH: 0,371.
84 P. Krajewski, K. Piła z rezulaami innych badań wynika przy ym, że krókookresowe mnożniki fiskalne w polskiej gospodarce są relaywnie niskie i oscylują wokół dolnej granicy wyników uzyskiwanych dla innych krajów 21. 4. Poziom zbieżności cykli w przypadku nieprowadzenia poliyki fiskalnej Na podsawie przedsawionych powyżej oszacowań oddziaływania zmian dochodów i wydaków srukuralnych można wyznaczyć oddziaływanie poliyki fiskalnej na kszałowanie się luki produkowej. Zmiany poliyki fiskalnej zdefiniowano jako odchylenia od średniego poziomu w analizowanym okresie 22. W rezulacie dochody (wydaki) publiczne wynikające z prowadzonej poliyki fiskalnej zdefiniowano jako odchylenie dochodów (wydaków) srukuralnych od poziomu wynikającego ze średniego udziału dochodów (wydaków) srukuralnych w PKB w laach 1995 2010 23. Oszacowane oddziaływania poliyki fiskalnej na przebieg cyklu koniunkuralnego w gospodarce polskiej przedsawia wykres 5. Z przeprowadzonych oszacowań wynika, że poliyka fiskalna najsilniej wpływała na kszałowanie się luki produkcyjnej po pojawieniu się kryzysu finansowego na rynkach świaowych. Zwiększenie srukuralnego deficyu pierwonego finansów publicznych w laach 2009 2010 spowodowało, zależnie od zasosowanej meody liczenia luki produkcyjnej, podwyższenie PKB o 0,6 0,8% 24. Z szacunków przeprowadzonych za pomocą filra CF wynika, że luka produkcyjna w polskiej gospodarce w laach 2009 2010 była, co do warości bezwzględnej, o 32% niższa niż, gdyby nie prowadzono w ym okresie akywnej poliyki fiskalnej. Według obliczeń, w kórych wykorzysano filr HP, wpływ poliyki fiskalnej na złagodzenie skuków kryzysu był nawe silniejszy. Luka produkcyjna wyznaczona za pomocą filra HP w laach 2009 2010 była aż o 55% niższa niż w syuacji braku akywnej poliyki fiskalnej. Poluzowanie poliyki fiskalnej w osanich laach znacznie przyczyniło się zaem do relaywnie dobrej syuacji gospodarczej w Polsce w czasie kryzysu finansowego. 21 Jak wskazują Baum i Koeser (2011), krókookresowe mnożniki fiskalne w ujęciu bezwzględnym wynoszą na ogół od 0,2 do 2,0 (por. eż. Hemming, Kell, Mahfouz 2002; Afonso, ousa 2009; Coenen i in. 2010). Badania opare na modelowaniu przełącznikowym wskazują przy ym, że podczas recesji mnożniki fiskalne mogą być większe niż w czasie ożywienia gospodarczego. Jak wynika z pracy Auerbacha i Gorodnichenki (2011), w gospodarce amerykańskiej w okresie ożywienia gospodarczego mnożniki fiskalne nie przekraczają 0,5, a podczas recesji mieszczą się w przedziale 1,0 1,5. Powierdzają o oszacowania Romera i Bernseina (2009), według kórych fiskalne działania symulacyjne w okresie kryzysu cechują się mnożnikiem fiskalnym wyższym od jedności. Również wyniki badań, kóre przedsawiają Afonso, Baxa i lavík (2011), wskazują, że w czasie osaniego kryzysu mnożniki fiskalne w większości krajów uległy zwiększeniu. 22 Orzymane saldo sekora finansów publicznych wynikające z prowadzonej poliyki fiskalnej jes przy ym prawie idenyczne niezależnie od ego, czy jako punk odniesienia przyjmiemy średni udział w PKB w analizowanym okresie czy udział w PKB w okresie począkowym. 23 W ramach analizy skuków poliyki fiskalnej zbadano efeky odchyleń srukuralnych dochodów i wydaków publicznych w relacji do PKB od ich średniego poziomu w próbie. Nie jes o jednoznaczne z przyjęciem założenia, że kszałowanie się średniego poziomu srukuralnych dochodów i wydaków publicznych w laach 1995 2010 było neuralne z punku widzenia średniego poziomu PKB w ym okresie. Oddziaływanie poliyki fiskalnej w laach 1995 2010 na średni poziom PKB w próbie nie ma jednak odzwierciedlenia w oszacowanym wpływie zmian w poliyce fiskalnej na wahania koniunkury i nie jes uwzględniane w analizie skuków poliyki fiskalnej zaprezenowanej w niniejszym opracowaniu. 24 Warość przecięna luki produkcyjnej wyznaczonej za pomocą filra CF w polskiej gospodarce w laach 2009 2010 wynosiła -1,2%. Zgodnie z przeprowadzonymi oszacowaniami w przypadku braku akywnej poliyki fiskalnej luka produkcyjna w ym okresie kszałowałaby się średnio na poziomie -1,8%. Analogiczne wielkości w przypadku luki produkcyjnej wyznaczonej za pomocą filra HP wynoszą, odpowiednio, -0,6% oraz -1,4%.
Wpływ poliyki fiskalnej... 85 Na podsawie oszacowań wpływu dochodów i wydaków publicznych na kszałowanie się luki produkowej w polskiej gospodarce wyznaczono przebieg hipoeycznego cyklu koniunkuralnego w Polsce w syuacji braku akywnej poliyki fiskalnej, a nasępnie wyliczono miary zbieżności pomiędzy oczyszczonym z wpływu poliyki fiskalnej przebiegiem cyklu koniunkuralnego w Polsce a cyklem w srefie euro. Wykresy 6 i 7 ukazują oczyszczoną z wpływu poliyki fiskalnej lukę produkcyjną w Polsce oraz lukę produkcyjną w srefie euro przy wykorzysaniu, odpowiednio, filra CF i HP. Na podsawie nowych szeregów luki produkcyjnej w Polsce ponownie wyznaczono miary synchronizacji cyklu w Polsce, skorygowanego o wpływ poliyki fiskalnej, z cyklem w srefie euro. Wyniki prezenuje abela 3. Z porównania miary zbieżności dla komponenu cyklicznego PKB w Polsce po usunięciu wpływu poliyki fiskalnej z wyjściowymi obliczeniami wynika, że w przypadku braku akywnej poliyki fiskalnej wysępują wyższe warości współczynnika korelacji, indeksu zgodności oraz indeksu podobieńswa luk. Warość wariancji różnic między komponenami cyklicznymi jes naomias niższa. Orzymane wyniki wskazują zaem, że usunięcie wpływu prowadzonej w Polsce poliyki fiskalnej powoduje zwiększenie zbieżności cykli zarówno względem upodobnienia się ampliud wahań, jak i samych faz cykli 25. Niezależnie od przyjęej miary synchronizacji cykli oraz meody filracji widać, że poliyka fiskalna w Polsce w analizowanym okresie nie oddziaływała na zwiększenie zbieżności cykli koniunkuralnych w Polsce i srefie euro. 5. Podsumowanie W opracowaniu przeanalizowano wpływ poliyki fiskalnej na synchronizację cyklu koniunkuralnego w Polsce i srefie euro. W analizie wykorzysano dane kwaralne z la 1995 2010. Odziaływanie poliyki fiskalnej na wahania koniunkury w Polsce oszacowano na podsawie kszałowania się srukuralnych dochodów oraz srukuralnych wydaków pierwonych. Do wyznaczenia komponenów srukuralnych wykorzysano oszacowania luki produkowej oraz krókookresowych elasyczności poszczególnych dochodów i wydaków publicznych względem PKB. Z przeprowadzonych analiz wynika, że poliyka fiskalna wywarła najsilniejszy wpływ na kszałowanie się luki produkcyjnej po pojawieniu się kryzysu finansowego na rynkach świaowych. Luka produkcyjna wyznaczona na podsawie filra Chrisiano-Fizgeralda, jak eż filra Hodricka-Prescoa była w laach 2009 2010 znacznie niższa niż, gdyby nie prowadzono w ym okresie akywnej poliyki fiskalnej. Poliyka fiskalna przyczyniła się zaem do relaywnie dobrej syuacji gospodarczej w Polsce w okresie kryzysu finansowego. Na podsawie oszacowań wpływu poliyki fiskalnej na przebieg wahań koniunkury przeanalizowano, w jaki sposób poliyka fiskalna oddziałuje na synchronizację cyklu koniunkuralnego w Polsce i srefie euro. Zbieżność cykli, wyznaczonych na podsawie filra CF oraz filra HP, zbadano na podsawie współczynnika korelacji, indeksu zbieżności, indeksu równości luk produkcyjnych oraz wariancji różnic między komponenami cyklicznymi. 25 Analiza periodogramów i współczynników cross-korelacji wskazała, że poliyka fiskalna nie wpłynęła naomias na zmiany długości cyklu ani na przesunięcie cyklu koniunkuralnego w Polsce w sosunku do cyklu w srefie euro.
86 P. Krajewski, K. Piła Niezależnie od przyjęej miary swierdzono, że poliyka fiskalna w analizowanym okresie wpłynęła na zmniejszenie się synchronizacji polskiej gospodarki ze srefą euro. Przeprowadzone badania powierdziły zaem hipoezę, że poliyka fiskalna w laach 1995 2010 nie powodowała zwiększenia zbieżności cykli. Bibliografia Afonso A., Baxa J., lavík M. (2011), Fiscal developmens and financial sress. A hreshold VAR analysis, ECB Working Paper, 1319, European Cenral Bank. Afonso A., ousa R. (2009), The macroeconomic effecs of fiscal policy, ECB Working Paper, 991, European Cenral Bank. Aris M., Marcellino M., Proiei T. (2002), Daing he euro area business cycle, European Universiy Insiue Working Paper, Florence. Aschauer D. (1988), The equilibrium approach o fiscal policy, Journal of Money, Credi and Banking, 20, 41 62. Assarsson B., Gidehag R., Zeegren G. (1999), Fiscal policy in weden an analysis of he budge over he business cycle, w: Indicaors of srucural budge balances, Banca d Ialia, Rome. Auerbach A.J., Gorodnichenko Y. (2011), Fiscal mulipliers in recession and expansion, NBER Working Paper, 17447. Barrell R., Pina A. (2002), How imporan are auomaic sabilizers in Europe? A sochasic simulaion assessmen, Naional Insiue of Economic and ocial Research, Discussion Papers, 196, London. Baum A., Koeser G.B. (2011), The impac of fiscal policy on economic aciviy over he business cycle evidence form a hreshold VAR analysis, Deusche Bundesbank, Discussion Paper, 03. Baxer M., King R.G. (1993), Fiscal policy in general equilibrium, The American Economic Review, 83(3), 315 334. Baxer M., King R.G. (1995), Measuring business cycles: approximae band-pass filers for economic ime series, NBER Working Paper, 5022, Naional Bureau of Economic Research. Benčik M. (2011), Business cycle synchronisaion beween he V4 counries and he euro area, NB Working Paper, 1/2011, Národná Banka lovenska. Bergman U.M. (2004), How similar are European business cycles?, EPRU Working Paper, 04 13, Copenhagen. Blanchard O.J. (1990), uggesions for a new se of fiscal indicaors, OECD, Economics and aisics Working Papers, 24. Bower U., Guillemineau C. (2006), Deerminans of business cycle synchronisaion across euro area counries, ECB Working Paper, 587, European Cenral Bank. Brandner P., Diebalek L., chuberh H. (1998), rucural budge deficis and susainabiliy of fiscal posiions in he European Union, Oeserreichische Naionalbank, Working Paper, 26, Vienna. Brunila A., Bui M., in Veld J. (2002), Fiscal policy in Europe: how effecive are auomaic sabilisers?, European Economy, Economic Papers, 177. Brunila A., Tujula M. (1999), Indicaors of he cyclically adjused budge balance, w: Indicaors of srucural budge balances, Banca d Ialia, Rome.
Wpływ poliyki fiskalnej... 87 Bry G., Boschan C. (1971), Cyclical analysis of ime series: seleced procedures and compuer programs, NBER Technical Paper, 20, New York. Bukowski M., Kowal P., Lewandowski P., Zawisowski J. (2005), rukura i poziom wydaków sekora finansów publicznych a syuacja na rynku pracy. Doświadczenia międzynarodowe i wnioski dla Polski, Narodowy Bank Polski, Warszawa. Burns A.F., Michell W.C. (1946), Measuring business cycles, Naional Bureau of Economic Research, New York. Bui M., Giudice G. (2002), EMU s fiscal rules: wha can and canno be expored, European Commission Working Paper, 30 April. Chrisiano L.J., Eichenbaum M. (1990), Curren real business cycle heory and aggregae labor marke flucuaions, American Economic Review, 82. Chrisiano L.J., Fizgerald T.J. (1999), The band pass filer, Working Paper, 9906, Federal Reserve Bank of Cleveland. Coenen G., Erceg C., Freedman C., Furceri D., Kumhof M. (2010), Effec of fiscal simulus in srucural models, IMF Working Paper, 1073. Coricelli F., Ercolani V. (2002), Cyclical and srucural deficis on he road o accession: fiscal rules for an enlarged European Union, CEPR Discussion Paper eries, 3672. de Cos P.H. (1999), ome consideraions regarding he calculaion of cyclically adjused balances, w: Indicaors of srucural budge balances, Banca d Ialia. De Haan J., Inklaar R., Jong-A-Pin R. (2005), Will business cycles in he euro area converge: a criical survey of empirical research, CCO Working Paper, 8, Universiy of Groningen, Groningen. Devries P., Guajardo J., Leigh D., Pescaori A. (2011), New acion-based daase of fiscal consolidaion, IMF Working Paper, 128. de Grauwe P. (1997), The economics of moneary inegraion, Oxford Universiy Press, Oxford. European Commission (2000), pecificaions on he implemenaion of he abiliy and Growh Pac and Guidelines on he forma and conen of abiliy and Convergence, hp://ec.europa.eu/ economy_finance/aricles/euro/documens/com_367_code_en.pdf. European Commission (2011), Public finances in EMU 2011, Office for Official Publicaions of he EC, hp://ec.europa.eu/mwg-inernal/de5fs23hu73ds/progress?id=vqg0hqge. Fedelino A., Ivanova A., Horon M. (2009), Compuing cyclically adjused balances and auomaic sabilizers, IMF, Fiscal Affairs Deparmen, Technical Noes and Manuals, November. Frankel J., Rose A.K. (1996), The endogeniy of he opimum currence area crieria, NBER Working Paper, 5437, Naional Bureau of Economic Research. Franses P.H., Paap R., Fok D. (2005), Performance of seasonal adjusmen procedures: simulaion and empirical resuls, OECD Workshop on Inernaional Developmen of Business and Consumer Tendency urveys. Giorno C., Richardson P., Roseveare D., van den P. Noord (1995), Poenial oupu, oupu gap and srucural budge balances, OECD Economic udies, 24. Hansen A. (1941), Fiscal policy and business cycles, George Allen and Unwin, London. Hansen N.L. (1999), Cyclicaliy of he Danish governmen budge, w: Indicaors of srucural budge balances, Banca d Ialia. Harding D., Pagan A. (1999), Dissecing he cycle, Melbourne Insiue Working Paper, 13/99.