Grzegorz Grabek, Bohdan Kłos – Podstawowe mechanizmy ekonomiczne modelu DSGE SoePL-2012

Podstawowe mechanizmy ekonomiczne modelu

DSGE SoePL-2012

Grzegorz Grabek*, Bohdan Kłos

#

Nadesłany: 17 kwietnia 2012 r. Zaakceptowany: 30 sierpnia 2012 r.

Streszczenie

Celem artykułu jest przedstawienie mechanizmów ekonomicznych zawartych w średniej wiel-kości modelu polskiej gospodarki DSGE SoePL-2012. Nietechniczny sposób opisu pozwala przybliżyć klasę modeli DSGE osobom chcącym uniknąć szczegółów matematycznych i eko-nometrycznych, ale zainteresowanym zależnościami ekonomicznymi modelu i jego możliwo-ściami analitycznymi. Model uwzględnia, na wzór prac Galiego, zazwyczaj pomijane w mode-lach nowokeynesowskich zjawisko bezrobocia. Umożliwia to dokładniejsze oszacowanie ście-żek zaburzeń związanych z rynkiem pracy oraz ocenę wpływu zaburzeń na kształtowanie się stopy bezrobocia. W konsekwencji możliwa jest bardziej precyzyjna ocena znaczenia szoków, związanych np. z polityką monetarną czy efektami zewnętrznymi dla procesów inflacyjnych i wzrostu gospodarczego. Zastosowanie modelu do oszacowania strukturalnych zaburzeń oraz historycznych dekompozycji podstawowych zmiennych makroekonomicznych: wzrostu gospo-darczego, inflacji, bezrobocia oraz stopy procentowej, ilustruje możliwości analityczne modelu DSGE, a proponowana interpretacja wyników sugeruje m.in. ograniczoną rolę deprecjacji zło-tego w dynamice PKB w okresie pokryzysowym czy zmniejszającą się od końca lat 90. skalę niedopasowań na rynku pracy mierzoną marżą płac.

Słowa kluczowe: model DSGE, inflacja, bezrobocie, polityka pieniężna, historyczne dekompozycje JEL: D58, E24, E31, E32, E37, E52

* Narodowy Bank Polski, Instytut Ekonomiczny; e-mail: grzegorz.grabek@nbp.pl.

1. Wstęp

Od kilku lat banki centralne wykorzystują dynamiczne stochastyczne modele równowagi ogól-nej (DSGE) do prowadzenia rutynowych prac analityczno-prognostycznych. Część banków zrezy-gnowała nawet z używania makromodeli starszej generacji, inne stosują równolegle modele róż-nych klas. Dzieje się tak również w Narodowym Banku Polskim, gdzie od stycznia 2010 r. model DSGE SoePL (m.in.) wspomaga klasyczny model makroekonometryczny w pracach prognostycz-nych. Pełny opis modelu DSGE SoePL został opublikowany (por. Grabek, Kłos, Koloch 2010). Czy-telnik zainteresowany narzędziami analitycznymi banku centralnego może szczegółowo poznać elementy konstrukcyjne modelu: problemy decyzyjne podmiotów, warunki równowagi na pozio-mie mikro i makro, procedury kalibracji i bayesowskiej estymacji parametrów, a także cechy wersji SoePL-2009, tzn. funkcje reakcji, oceny zmiennych nieobserwowalnych, właściwości prognostycz-ne itp. Po 2010 r. model DSGE SoePL podlegał modyfikacjom, ale informacje o kierunkach zmian nie zostały upublicznione. Niniejszy artykuł prezentuje m.in. najważniejsze cechy najnowszej wer-sji, SoePL-2012, wypełniając powstałą lukę informacyjną.

SoePL, model małej otwartej gospodarki, należy do klasy modeli DSGE wywodzących się z prac Christiano, Eichenbauma i Evansa (2005), Smetsa i Woutersa (2007) oraz Adolfsona i in. (2005) – modeli nowokeynesowskich z wieloma sztywnościami nominalnymi i realnymi, budowa-nych z myślą o analizach polityki monetarnej. Jedną z istotbudowa-nych wad modeli DSGE opartych na schemacie nowokeynesowskim jest skrajnie uproszczony obraz rynku pracy. Mechanicznie wypro-wadzone równania płac oraz podaży pracy sugerują równość popytu na pracę i jej podaży – bezro-bocie jest więc pomijane. Uzyskanie równania podaży pracy dopuszczającego pojawienie się bez-robocia wymaga dodatkowych założeń dotyczących zachowań reprezentatywnego gospodarstwa domowego (a także członków tego gospodarstwa). Wyniki prac Galiego (2011) pokazały, że redefi-niując charakterystyki gospodarstwa, uzyskujemy nietrywialne równanie podaży pracy mieszczą-ce się w nowokeynesowskim schemacie. Można zatem zbudować relatywnie prosty model DSGE (lub niewielkim kosztem rozbudować model już istniejący), w którym – w warunkach równowa-gi długookresowej – podaż pracy przekracza popyt. Patrząc np. na pracę Mortensena i Pissaride-sa (1994), koncepcję bezrobocia Galiego trudno uznać za kompleksowy opis współczesnego rynku pracy, jednak jej wykorzystanie pozwala jakościowo zmniejszyć skalę uproszczeń, a zatem także wynikające z nich błędy.

Omawiana dalej wersja modelu DSGE SoePL-2012 wykorzystuje wyniki prac Galiego (2011), Galiego, Smetsa i Woutersa (2011) oraz Christiano, Trabandta i Walentina (2010). Prezentując mo-del, nie podejmujemy jednak próby systematycznej charakterystyki jego elementów konstrukcyj-nych czy wyników estymacji. Choć model DSGE opiera się na podstawowych ideach i koncep-cjach ekonomicznych, to kompleksowy i sformalizowany opis jest zwykle hermetyczny. Dlatego w miejsce standardowo prezentowanych problemów decyzyjnych, równań o postaci struktural-nej, równań bloku pomiaru etc. przedstawiamy charakterystyki mechanizmów makroekonomicz-nych odpowiedzialmakroekonomicz-nych za cztery podstawowe zjawiska ekonomiczne: wzrost gospodarczy, infla-cję, bezrobocie oraz politykę monetarną opartą na regule stopy procentowej. Sądzimy, że mniej sformalizowana forma prezentacji dynamicznego modelu równowagi ogólnej zainteresuje szersze grono czytelników, co przyczyni się do popularyzacji zarówno klasy modeli DSGE, jak też wiedzy

o aparaturze analityczno-prognostycznej wykorzystywanej w bankach centralnych1_{. Zaznaczmy}

jednak, że przedstawiane dalej eksperymenty empiryczne należy traktować bardziej jako ilustra-cję możliwych zastosowań modeli DSGE niż np. systematyczny opis i interpretailustra-cję najnowszej hi-storii gospodarczej Polski.

2. Zaburzenia i stan ustalony

W modelach DSGE, w tym także SoePL, czynnikiem sprawczym wahań zmiennych (definiowanych w modelu teoretycznym dochodu, konsumpcji, inflacji itp.) są szoki – losowe czynniki modyfikujące decyzje optymalizujących i antycypujących podmiotów gospodarczych. Wszystkie losowe zaburzenia: funkcje przeszłych i bieżących szoków (innowacji), z czasem wygasają i gospodarka powraca do tzw. stanu ustalonego (ang. steady state), który jest specyficzną formą równowagi długookresowej. Oznacza to, że modele DSGE odpowiadają w pierwszej kolejności na pytanie, dlaczego np. inflacja lub PKB ma-ją inną dynamikę/poziom niż w stanie równowagi długookresowej. Źródłem odchyleń mogą być szoki związane z cyklem koniunkturalnym (wahania wokół trendu) lub zaburzenia zmieniające dynamikę postępu technicznego (trendu). W modelu teoretycznym te dwa źródła są ujmowane osobno, w szcze-gólności definiowana jest odrębna klasa zaburzeń kształtujących stochastyczny trend postępu tech-nicznego (tzw. zaburzenia niestacjonarne), tzn. postęp techniczny jest w DSGE SoePL egzogeniczny.

2.1. Zaburzenia

Zaburzenia są odpowiednikiem zmiennych egzogenicznych pojawiających się w klasycznych mo-delach makroekonometrycznych. Mimo stochastycznej natury każdemu zaburzeniu przypisywana jest (zgodnie z konstrukcją modelu teoretycznego) jednoznaczna treść ekonomiczna. Przykładowo, w warunkach konkurencji niedoskonałej dostawca importowanego komponentu dobra konsump-cyjnego sprzedaje je po cenie uwzględniającej koszt krańcowy i marżę. Wielkość marży zmienia się w czasie, ale istnieje jej wartość średnia (długookresowa, stanu ustalonego). Odchylenia bieżącej marży od wartości średniej uznajemy za losowe (model nie wyjaśnia, skąd się biorą) i to są właśnie zaburzenia stochastycznej marży importowego komponentu dobra konsumpcyjnego. Pojawienie się dodatniego szoku marży powoduje wzrost ceny, ale przy rosnącej cenie nabywca minimalizu-jący koszty kupi mniej droższego dobra importowanego, a więcej krajowego. W dalszej kolejności zareagują zatem ceny krajowe, zatrudnienie, kurs walutowy i stopa procentowa. Dla każdego z 17 zaburzeń strukturalnych2 _{modelu DSGE SoePL-2012 można przedstawić analogiczny mechanizm}

1 _{Szczegóły techniczne dotyczące budowy modeli DSGE, w tym procedury i techniki formalne wykorzystywane do}

rozwiązywania i estymacji tej klasy modeli, omawia m.in. Canova (2007) i Warne (2012). Czytelnikowi zaintereso-wanemu tą tematyką proponujemy również lekturę pracy Grabka, Kłosa i Kolocha (2010), w której znajduje się także systematyczny opis wcześniejszej wersji DSGE SoePL. W przygotowywanym materiale Grabek, Kłos (2012) prezen-tujemy bardziej rozbudowany opis najnowszej wersji.

2 _{W modelu SoePL występują także tzw. zaburzenia obserwowalne, których charakterystyki uzyskujemy dzięki}

odręb-nej estymacji parametrów dwóch strukturalnych modeli wektorowej autoregresji (SVAR): modelu sektora fiskalnego i modelu gospodarki światowej. Modele SVAR (modele o postaci zredukowanej) są włączane do modelu DSGE i za-stępują bardziej kompleksowy (przyczynowo-skutkowy) opis gospodarki światowej oraz krajowego sektora finansów publicznych. Tym sposobem zmniejszamy rozmiary modelu DSGE.

transmisji impulsów. Zaburzenia są zmiennymi nieobserwowalnymi, ale ich historyczne wartości można estymować w ramach danego modelu3_.

Zjawiska reprezentowane przez zaburzenia są złożone, a zatem dla poprawienia jakości aprok-symacji zakłada się, że mają strukturę formalną procesu stochastycznego ARMA. W przypad-ku modelu DSGE SoePL zgodnie z założeniem wszystkie zaburzenia podlegają autoregresji rzędu pierwszego. Dokładniej opisuje je proces AR(1):

1 0

)

,

0

(

~

2 1+ _ _ = u t u t N t j, j > < ≤ 0 , R stoch cel eps PKB PKB infl nfl

i

infl f stopa=

(

(

_ _ .

),

(

)

,

...

,

(

),

(

)

)

+ R eps ε ρεεt ρ_ε ρ σ ε ρ_ε ε σε ε ε ε uεt u ∆ ∆ t ε ρ ₍₁₎

Zaburzenie (ε) wykazuje persystencję (uporczywość), charakteryzowaną parametrem ρ_ε, tzn. na dzisiejsze decyzje podmiotów wpływają nie tylko dzisiejsze szoki (innowacje, u_εt), ale także wa-żone parametrem ρ_ε szoki przeszłe (

1 0 ) , 0 ( ~ 2 1+ _ _ = u t u t N t j, j > < ≤ 0 , R stoch cel eps PKB PKB infl nfl i infl f stopa= (( _ _ .), ( ),...,( ), ( ))+ R eps ε ρεεt ρ_ε ρ σ ε ρ_ε ε σε ε ε ε uεt u ∆ ∆ t ε ρ

). Zasadniczo parametry charakteryzujące poszcze-gólne zaburzenia ( 1 0 ) , 0 ( ~ 2 1+ _ _ = ut ut N t j, j > < ≤ 0 , R stoch cel eps PKB PKB infl nfl i infl f stopa= (( _ _ .), ( ),...,( ), ( ))+ R eps ε ρεεt ρε ρ σ ε ρ_ε ε σε ε ε ε uεt u ∆ ∆ t ε ρ

) są estymowane łącznie z pozostałymi parametrami modelu. Ponieważ każde zaburzenie ma inną persystencję (ρ_ε) i zmienność (σ_ε), a także funkcję w modelu, poszczegól-ne zaburzenia odmiennie wpływają np. na inflację czy dynamikę PKB. Wpływ zaburzeń na waha-nia interesujących nas zmiennych obserwowalnych można mierzyć za pomocą dekompozycji wa-riancji4_{. W dalszej części artykułu charakteryzujemy rolę zaburzeń, dokonując ich selekcji właśnie}

na podstawie na dekompozycji wariancji.

2.2. Stan ustalony

Wszystkie zaburzenia, nawet te o bardzo wysokiej persystencji, wygasają. Gdy tak się stanie, dy-namika nominalnego dochodu, nominalnej konsumpcji indywidualnej i publicznej, nominalnych: inwestycji, płac, eksportu, importu, pieniądza (i innych zmiennych obserwowalnych modelu teo-retycznego), będzie stała, w SoePL-2012 równa około 6,6% rocznie. Modelowa stopa procentowa, odpowiadająca takiej dynamice wartości, wynosi około 7,1%. Te dwie wielkości są podstawowymi charakterystykami równowagi długookresowej (stanu ustalonego) w modelach SoePL5_{. W stanie}

ustalonym ceny rosną w jednakowym tempie; wielkość ta wynosi w SoePL około 2,5%. Przy takiej inflacji w warunkach równowagi długookresowej realna dynamika modelowej konsumpcji, eks-portu, importu i PKB wynosi około 4,1%. Jedynie w przypadku inwestycji możliwy jest inny po-dział między dynamikę wolumenu i cen – w SoePL dynamika cen inwestycji jest niższa niż pozo-stałych wskaźników, a modelowa, realna dynamika inwestycji wynosi 5,2%.

3 _{Opis stosowanej przez nas procedury estymacji zaburzeń i innowacji (nazywanej dwustronnym filtrem Kalmana)}

przedstawia np. Hamilton (1994).

4 _{Dekompozycja wariancji zmiennej obserwowalnej pozwala określić udziały wariancji poszczególnych zaburzeń}

w ogólnej wariancji (błędu prognozy) zmiennej, w przybliżeniu pokazuje zatem rolę zaburzeń w kształtowaniu tej zmiennej.

5 _{Sposób wyznaczania równań, służących do określenia stanu ustalonego, można znaleźć np. w pracach: Grabek, Kłos,}

Koloch (2010), Adolfson i in. (2005). Z reguły charakterystyki stanu ustalonego są funkcją estymowanych lub(i) kali-browanych głębokich parametrów modelu.

Modelowe (konceptualne) zmienne, których dotyczą podane wyżej charakterystyki stanu usta-lonego, są w ramach DSGE SoePL porównywane ze zmiennymi obserwowalnymi. Niezgodności między kategoriami ekonomicznymi a mającymi je reprezentować zmiennymi obserwowalnymi mierzonymi przez urzędy statystyczne spowodowały konieczność wprowadzenia korekt6_{. W}

mo-delu SoePL-2012 korekcie podlegają wartości stanu ustalonego dla stopy procentowej i dynamiki płac realnych oraz zmienne charakteryzujące gospodarkę światową. Szczegółowe dane prezentuje-my w tabeli 1.

3. Mechanizm wzrostu gospodarczego w modelu

3.1. Determinanty wzrostu PKB w modelu

Modele DSGE rodziny SoePL należą do klasy modeli cyklu koniunkturalnego z egzogenicznym po-stępem technicznym, tzn. dynamika wzrostu w dłuższym horyzoncie (kilkunastu, kilkudziesięciu lat) jest kształtowana przez egzogeniczny, stochastyczny trend postępu technicznego, charaktery-styczny dla całej gospodarki światowej. Trend postępu technicznego ma stochacharaktery-styczny charakter, ponieważ jego nachylenie (zakładające stałą dynamikę wzrostu w stanie ustalonym) podlega loso-wym wahaniom, powodowanym przez wspomniane wcześniej „niestacjonarne” zaburzenia tech-nologiczne (tzn. niestacjonarne zaburzenie techtech-nologiczne i niestacjonarne zaburzenie technolo-giczne w inwestycjach). Jeśli nie wystąpią żadne szoki, liczony realnie modelowy dochód czy kon-sumpcja będą rosły w tym samym tempie – tempie wzrostu kategorii realnych w stanie ustalonym. Głównym przedmiotem zainteresowania są jednak wahania wokół trendu stochastycznego, tzn. wahania koniunktury, a zatem to one są bardziej szczegółowo opisywane w modelu.

Dane z tabeli 2 potwierdzają, że wzrost gospodarczy w DSGE SoePL jest wypadkową egzoge-nicznego, stochastycznego trendu postępu technicznego oraz czynników wpływających na waha-nia o charakterze koniunkturalnym. Udział zaburzeń innych niż niestacjonarne w wyjaśwaha-nianiu wahań PKB wynosi ponad 70% dla krótkiego okresu. W ciągu 12 kwartałów zaburzenia te odpo-wiadają za około 60% zmienności dynamiki PKB. W dalszej części artykułu charakteryzujemy bli-żej czynniki związane z koniunkturą, dzieląc je na dwie grupy: czynniki związane z decyzją o po-dziale dochodów na konsumpcję i oszczędności oraz czynniki związane z decyzjami o poziomie i strukturze cen. Wybierając najważniejsze zaburzenia wpływające na dynamikę PKB, będziemy się kierowali danymi zawartymi w tabeli 2.

Konsumpcja, oszczędności – zagregowany popyt

Zagregowany popyt, wyznaczający poziom modelowego dochodu ogółem, jest skutkiem decyzji optymalizujących (racjonalnych) i antycypujących gospodarstw domowych, które przy danym strumieniu dochodów podejmują decyzje o swojej konsumpcji oraz oszczędnościach. W SoePL podmioty maksymalizują użyteczność płynącą m.in. z konsumpcji i czasu wolnego. Dodatni szok 6 _{Liniowe modele DSGE przekształcane w tzw. model przestrzeni stanów, w którym – w przybliżeniu – blok równań}

charakteryzujących zależności między zmiennymi konceptualnymi (modelu teoretycznego) uzupełniany jest o blok równań pomiaru, definiujący relacje między zmiennymi konceptualnymi i zmiennymi obserwowalnymi (mierzalny-mi), oraz ewentualny, losowy błąd pomiaru. Wspomniane wyżej korekty umieszczane są w bloku pomiaru, a zatem nie mają wpływu na ekonomiczną treść i zależności opisane modelem teoretycznym.

preferencji konsumpcji zwiększa wagę spożycia w funkcji użyteczności, powodując jego wzrost kosztem oszczędności. Modelowe oszczędności gospodarstw powiększają lokaty w walucie kra-jowej i zagranicznej; mogą być jednak wykorzystane także do finansowania inwestycji w środki trwałe, dlatego nie każdy wzrost oszczędności oznacza redukcję zagregowanego popytu. Gdy szok technologiczny w inwestycjach zwiększa efektywność transformacji oszczędności w środki trwałe, z których dzierżawy gospodarstwa czerpią dochody, wzrost oszczędności kierowanych na inwesty-cje także zwiększa bieżący zagregowany popyt.

Wykresy funkcji reakcji7 _{(por. wykres 1 i 2) ilustrują wpływ szoku preferencji konsumpcji}

oraz szoku technologicznego w inwestycjach na PKB, konsumpcję indywidualną (liczoną wraz z przyrostem zapasów) oraz nakłady inwestycyjne w środki trwałe8_{. Wykresy potwierdzają istnienie}

w krótkim okresie konkurencji między spożyciem a inwestycjami. Szczególnie interesujące są tu reakcje konsumpcji i nakładów inwestycyjnych na zaburzenie technologiczne w inwestycjach: krótkotrwała redukcja spożycia wiąże się ze znacznym wzrostem nakładów z następującym po nim, trwającym dłużej wzrostem konsumpcji.

Wzrost oszczędności (lokat) w walucie krajowej, wywołany dodatnim szokiem stopy procen-towej zwiększającym oprocentowanie lokat, ceteris paribus, redukuje zagregowany popyt. Wzrost oszczędności (lokat) w euro lub(i) dolarach, wywołany dodatnim szokiem premii za ryzyko kurso-we, także może prowadzić do ograniczenia innych wydatków. Równocześnie jednak uruchamia się bardziej skomplikowany łańcuch zależności, ponieważ wzrost popytu na waluty obce wywo-łuje deprecjację złotego bezpośrednio modyfikującą poziomy i relacje cen (efekty te omawiamy w kolejnym podrozdziale).

W małej otwartej gospodarce ważnym czynnikiem wpływającym na dochód ogółem jest wy-miana międzynarodowa. W modelu SoePL zaburzenia popytu zewnętrznego modelowane są w sposób uniemożliwiający rozdzielenie roli impulsów popytowych i cenowych płynących z oto-czenia. Łączny skutek szoków związanych z gospodarką światową odpowiada za około 6−12% zmienności PKB w ciągu jednego roku i około 3% w dłuższym okresie. Tak niewielki wpływ może niepokoić, ale jest to tylko część oddziaływania – przykładowo zaburzenia trendu są także skut-kiem oddziaływania gospodarki światowej. Handel zagraniczny małej gospodarki (tzn. o relatyw-nie małej podaży, lokującej swój eksport na rynku o bardzo dużej chłonności, w tym przypadku na rynku światowym) związany jest przede wszystkim z czynnikami wewnętrznymi.

Poziom i relacje cen – podaż i kurs walutowy

Dobra finalne (konsumpcyjne, inwestycyjne, eksportowane) składają się – zgodnie z założeniami modelu DSGE SoePL – z dwóch komponentów: dobra pośredniego wytwarzanego w kraju oraz im-portowanego dobra pośredniego odpowiedniego typu (tzn. imim-portowanego składnika dobra kon-sumpcyjnego, inwestycyjnego i eksportowanego). Ceny produktów finalnych bezpośrednio wy-nikają z cen komponentów i nie są obciążane dodatkową marżą. Udział importu w produkcie fi-7 _{Wszystkie prezentowane w tekście funkcje ilustrują reakcje zmiennej na szok równy jednemu odchyleniu}

standardo-wemu. Wykresy dotyczące PKB oraz jego składowych ilustrują procentowe odchylenia poziomu zmiennej od stanu ustalonego, wykresy dotyczące inflacji, stopy procentowej i stopy bezrobocia przedstawiają odchylenia zmiennych od stanu ustalonego mierzone w punktach procentowych.

8 _{W modelach SoePL, jak też w całej serii modeli DSGE nawiązujących do pracy Christiano, Eichenbauma i Evansa}

(2005) poziom wykorzystania majątku trwałego jest zmienny, a każda zmiana pociąga za sobą koszt, który ostatecznie doliczany jest do nakładów inwestycyjnych. Ilustracją tego jest krótkotrwały wzrost inwestycji (wydatki na zmianę poziomu wykorzystania majątku) przy zaburzeniu preferencji konsumpcyjnych.

nalnym zależy od relacji cen, a ceny wszystkich dóbr pośrednich kształtowane są w warunkach konkurencji niedoskonałej, tzn. według formuły narzutu marży na koszt krańcowy.

Dobro pośrednie wytwarzane w kraju powstaje w procesie produkcji opisanym funkcją Cobba i Douglasa z dwoma czynnikami produkcji: pracą i kapitałem. O koszcie krańcowym pro-duktu krajowego decydują zatem ceny czynników (zaburzenia odpowiedzialne za wahania cen czynników) oraz m.in. zaburzenie produktywności typu TFP. Komponenty importowane są ku-powane po cenach światowych, dlatego koszt krańcowy ich importu zależy od kursu walutowego (zaburzeń wpływających na kurs) oraz cen światowych. W rezultacie o wahaniach cen produktów finalnych, wpływających na popyt konsumpcyjny, inwestycyjny i eksport, oraz o wahaniach re-lacji między cenami dóbr pośrednich modyfikujących import ogółem decydują zaburzenia marż oraz zaburzenia oddziałujące na koszty krańcowe dóbr pośrednich (krajowych i importowanych). Dekompozycje wariancji pokazały, że zaburzenie premii za ryzyko kursowe (determinan-ta kosztu krańcowego wszystkich dóbr importowanych) oraz zaburzenie marży krajowych dóbr pośrednich (wpływające na cenę dobra krajowego będącego komponentem wszystkich dóbr fi-nalnych) mają największe znaczenie okresie do około 8 kwartałów. W średnim horyzoncie (8−12 kwartałów) rośnie znaczenie zaburzenia marży płac, tzn. istotny komponent ceny pracy (determi-nanta kosztu krańcowego dóbr wytwarzanych w kraju). Dlatego analizę pierwszej grupy czynni-ków ograniczamy do trzech wymienionych zaburzeń.

Wykresy 3−5 przedstawiają reakcje PKB i jego głównych składowych na szoki premii za ry-zyko, marży dóbr krajowych i marży płac. Potwierdza się sformułowana wcześniej teza o niejed-norodnym charakterze szoków premii za ryzyko kursowe (PKB i CPI reagują wzrostem na szok premii, co jest charakterystyczne dla zaburzeń o charakterze popytowym – por. wykresy 3 i 10). Dodatni szok premii za ryzyko kursowe prowadzi do deprecjacji kursu, której skutkiem jest reduk-cja popytu na dobra importowane oraz wzrost cenowej konkurencyjności eksportu. Wyraźny, choć krótkotrwały wzrost PKB wynika ze wzrostu eksportu netto. Relatywnie silne pobudzenie inwe-stycji (w pierwszej fazie) jest konsekwencją zmiany wykorzystania środków trwałych, a dopiero 8−12 kwartałów później inwestycje reagują na wzrostu popytu krajowego (konsumpcyjnego).

Reakcje PKB i jego składowych na szok marży dóbr krajowych oraz marży płac mają wspólną logikę (por. wykresy 4 i 5). Wspomniane szoki zwiększają ceny dóbr pośrednich produkowanych w kraju w stosunku do cen dóbr importowanych, powodując wzrost importu i spadek konkurencyj-ności eksportu. Pojawienie się deficytu w handlu zagranicznym wydaje się nieuchronne, dochodzi zatem do wyprzedzającej deprecjacji kursu. W ograniczonym zakresie niweluje ona spadek konku-rencyjności w handlu i dlatego eksport rośnie. Przy wzroście kosztów pracy (wskutek dodatniego szoku marży płac), pojawi się dodatkowo zjawisko zastępowania pracy kapitałem. Z tego względu (por. wykres 5) zaburzenie marży płac powoduje większe wykorzystanie środków trwałych, a kosz-ty takiej zmiany uwidaczniają się we wzroście nakładów inweskosz-tycyjnych. Krótkotrwały wzrost nakładów inwestycyjnych i eksportu odpowiada za minimalny, chwilowy wzrost PKB.

Ważnym komponentem zagregowanego popytu w małej otwartej gospodarce jest eksport. Zgod-nie z założeniami DSGE SoePL dobra eksportowane sprzedawane są na konkurencyjnym rynku światowym. Konkurencyjność rynku dóbr eksportowanych wyklucza możliwość systematycz-nego stosowania narzutu (marży) na koszty krańcowe, jednak w krótkim okresie, jak zakładamy w DSGE SoePL, marże na dobra eksportowane mogą być niezerowe, a ich dodatnie wartości zawsze redukują konkurencyjność cenową eksportu. Z drugiej strony dobra eksportowane także

zawiera-ją składnik importowany, którego cena zależy od kosztu krańcowego (w tym kursu walutowego) oraz marży importowanego komponentu eksportu. Wykres 6 ilustruje wpływ dodatnich szoków marż w eksporcie na PKB, konsumpcję, inwestycje, eksport i import. Redukcji eksportu towarzy-szy spadek importu (spadek popytu na importowany składnik eksportu), a taniejące dobra krajowe nieznacznie zwiększają konsumpcję i – z opóźnieniem – inwestycje. Wzrost popytu wewnętrznego nie może jednak zrekompensować ubytku spowodowanego spadkiem eksportu netto, stąd znacz-ny spadek PKB.

3.2. Historyczne dekompozycje zaburzeń wpływających na poziom aktywności

gospodarczej

Oszacowania zaburzeń

Prezentowane wcześniej funkcje reakcji zmiennych obserwowalnych na wybrane szoki były ilu-stracją zależności wpisanych w specyfikację modelu oraz siły relacji wynikającej z zestawu para-metrów wykorzystanego do obliczeń. Nie odnosiły się jednak konkretnie do rzeczywistych zda-rzeń w badanej gospodarce. Estymując hipotetyczne ścieżki zabuzda-rzeń, które nastąpiły w przeszło-ści, wykorzystuje się dane dotyczące historycznych wartości zmiennych obserwowalnych. Wykre-sy 7 i 8 przedstawiają wyniki estymacji – na kolejnych panelach zaznaczono wybrane zaburzenia oraz innowacje (szoki).

Zaburzenie stacjonarne w inwestycjach (redukujące bieżącą konsumpcję i zwiększające oszczędności przeznaczane na budowę środków trwałych) dodatnio wpływało na wzrost nakła-dów w końcu lat dziewięćdziesiątych (w 1999 r. dynamika inwestycji, liczona w stosunku do tego samego kwartału roku poprzedniego, wahała się między 4,6% a 8,5%). Jednak w kolejnych latach (2001−2006) pojawił się negatywny wpływ tego zaburzenia na inwestycje, chociaż obserwowalna dynamika nakładów była ujemna jedynie między II kwartałem 2001 r. a II kwartałem 2003 r. Pod koniec próby zauważalne są zwłaszcza szoki realizujące się w drugim kwartale 2010 i 2011 r. (ko-rekta ujemnego poziomu zaburzenia z I kwartału), które są skutkiem bardziej mroźnej zimy w tych latach lub(i) ilustrują większą wrażliwość dokonywanych w tym okresie inwestycji na warunki at-mosferyczne. Wniosek ten potwierdzają wyniki badań koniunktury prowadzonych przez Główny Urząd Statystyczny, w których zanotowano wzrost odsetka przedsiębiorców sektora budowlano--montażowego wskazujących warunki atmosferyczne jako barierę działalności w tych dwóch okre-sach. Ogólnie rzecz ujmując, od 2001 r. rzadkie były okresy, gdy zaburzenie inwestycyjne przybie-rało dodatnie wartości, pobudzając nakłady.

Spożycie indywidualne (w DSGE SoePL liczone wraz z przyrostem zapasów) stanowi główną składową zagregowanego popytu, dlatego wahania preferencji konsumpcyjnych bezpośrednio wpły-wające na spożycie mogą mieć decydujące znaczenie dla poziomu aktywności w całej gospodar-ce. Analizując szoki preferencji konsumpcji można zauważyć sekwencje ujemnych innowacji (np. 2001−2003, od III kwartału 2004 do 2005 r., 2009 r.), odpowiadające okresom spowolnienia wzrostu PKB. Oceny ujemnych szoków w I kwartale 2001 r. i III kwartale 2008 r., jak też dodatniego szoku w I kwartale 2004 r. można wiązać ze znacznymi wahaniami zapasów zarejestrowanymi przez GUS. Oceny zaburzenia premii za ryzyko sugerują dość oryginalną interpretację sytuacji złotego na rynku walutowym po 2008 r. Kryzys finansowy poprzedziła faza dużych, ujemnych szoków

pro-wadzących do aprecjacji złotego z maksymalnymi wielkościami na początku 2008 r. Następująca później deprecjacja (wywołana dodatnimi innowacjami premii za ryzyko) była równoznaczna je-dynie z szybszym powrotem zaburzenia do wartości oczekiwanej, neutralizującym wpływ premii na kurs. W okresie 2010−2011 zmiany w premii za ryzyko sprzyjały raczej wzmacnianiu złotego niż jego osłabianiu.

Zaburzenia marż dóbr eksportowanych wykazują wiele podobieństw do zaburzenia premii za ryzyko kursowe9_{. Gdy dochodzi do gwałtownej deprecjacji, cena uzyskiwana na rynku światowym}

wyrażona w dolarach rośnie szybciej niż koszty produkcji dobra, wzrośnie zatem marża. W modelu DSGE SoePL zaburzeniu marży nadaje się autonomiczną rolę. Zgodnie z taką logiką ujemne szoki marży w eksporcie zwiększają jego konkurencyjność cenową, co prowadzi do jego wzrostu i umoc-nienia waluty krajowej. Dlatego w okresie poprzedzającym załamanie na rynkach walutowych (w 2008 r.) nastąpiły ujemne szoki marż w eksporcie. Z kolei dodatnie szoki w okresie 2009−2011 wiążą się z epizodami deprecjacji złotego (są jedną z ich przyczyn).

Ostatnią grupę zaburzeń: zaburzenie marży dóbr krajowych i zaburzenie marży płacy, opi-sują efekty kosztowe. Zaburzenie marży produktów krajowych nie wykazuje persystencji – zabu-rzenia i szoki są praktycznie identyczne, dlatego trudno wskazać tendencje. Koncentrując uwagę na pojedynczych epizodach, zauważamy interesującą sekwencję dodatnich szoków marż w latach 2003−2004, gdy firmy, ze względu na bliskie przystąpienie Polski do Unii Europejskiej dostosowy-wały (podwyższały) poziom cen krajowych, równocześnie redukując popyt na dobra krajowe. Se-kwencję ujemnych szoków marż krajowych zanotowano na przełomie 2007 i 2008 oraz w latach 2009−2011, co przyczyniało się do podtrzymywania popytu na dobra wytwarzane w kraju.

Zaburzenie marży płacy w pierwszych latach próby kształtowało się pod wpływem reform rynku pracy dokonanych w 1999 r. Zaburzenie to nastąpiło około 2006 r. Zbiega ono do wartości naturalnych, co może dziwić, gdyż w okresie intensywnej emigracji (redukcji siły roboczej) przewagę powinni mieć pracobiorcy; przyspieszać powinien także proces wyrównywania wynagrodzeń czynników produkcji (tu: pracy). Brak wzrostu marży płac w okresie intensywnej emigracji, naszym zdaniem, sugeruje jed-nak, że emigrowały głównie osoby niemogące znaleźć popytu na swoją pracę. Nie miało to wpływu na pozycję pozostałych i dlatego proces ten nie prowadził do wyraźnego wzrostu żądań płacowych.

Dekompozycja PKB

Wykres 9 ilustruje rolę grup zaburzeń w kształtowaniu kwartalnej dynamiki PKB. Pozwala on ob-serwować wpływ zaburzeń niestacjonarnych, kształtujących trend stochastyczny postępu tech-nicznego w okresie światowego kryzysu finansowego. Właśnie od początku 2008 r. globalne zabu-rzenia (spadek dynamiki postępu technicznego) przyczyniły się do spowolnienia dynamiki wzro-stu. Interesujący wydaje się fakt, że w okresie II kwartał 2001 − IV kwartał 2002 r., gdy kwartalna dynamika wzrostu PKB w Polsce była niska i wiązano to z recesją w gospodarce światowej, ujem-ny wpływ zaburzeń trendu stochastycznego był marginalujem-ny. Źródłem spowolnienia wzrostu były wówczas przede wszystkim zaburzenia popytowe.

W powszechnej opinii względnie wysoką dynamikę wzrostu po 2008 r. polska gospodarka utrzymywała dzięki elastycznemu kursowi walutowemu oraz stabilnemu popytowi wewnętrzne-9 _{Szoki identyfikowane w modelu DSGE nie powinny wykazywać korelacji, dlatego powyższe spostrzeżenie może}

nie-pokoić, jest to bowiem objaw problemów z identyfikacją szoków (przyczyną mogą być np. niedokładne oceny lub(i) kalibracja parametrów modelu). Zauważamy jednak, że korelacja między szokami marży w eksporcie oraz premii za ryzyko kursowe wyraźnie zmalała w najnowszej wersji modelu.

mu (spożyciu, inwestycjom finansowanym środkami z UE). Dekompozycja PKB przedstawiona na wykresie 9 pozwala precyzyjniej ocenić znaczenie wspomnianych czynników. Znaczna, dodatnia rola zaburzeń kursowych ogranicza się do trzech kwartałów: od III kwartału 2008 do I kwartału 2009 r. Później efekty związane z tą grupą zaburzeń są głównie ujemne. Z wykresu 9 wynika jed-nak, że szoki kursowe od 2008 r. są jednym z najważniejszych źródeł wahań dynamiki PKB. Tezę o stabilnym oddziaływaniu dodatnich szoków popytowych można odnosić do okresu poprzedza-jącego wybuch kryzysu: od II kwartału 2006 do III kwartału 2007 r. W okresie II kwartał 2008 − I kwartał 2010 r. częściej występowały ujemne zaburzenia popytu, redukujące dynamikę PKB. Pa-trząc na szoki popytowe po 2010 r., trudno formułować mocniejsze wnioski.

Inny interesujący epizod nastąpił w 2004 r., w okresie przystępowania Polski do Unii Euro-pejskiej. W I kwartale 2004 r. GUS zanotował gwałtowny wzrost zapasów, wówczas też część go-spodarstw domowych poddała się tendencji antycypacyjnych zakupów dóbr konsumpcyjnych (np. cukru). Zjawisko to uważa się za istotny szok popytowy (na wykresie 7 obserwujemy ciąg szoków preferencji konsumpcyjnych), po którym następuje faza około trzech − czterech kwartałów spo-wolnienia dynamiki PKB wywołanej, zgodnie z dokonaną dekompozycją, ujemnymi zaburzenia-mi popytowyzaburzenia-mi. Względnie wysokie tempo wzrostu notujemy od III kwartału 2005 r., gdy ujemne zaburzenia popytowe wygasają i pojawiają się, sygnalizowane wcześniej, następujące po sobie do-datnie szoki popytowe (preferencji konsumpcji oraz technologicznych w inwestycjach).

Do pozostałych zaburzeń należą dwa, które będą szerzej omawiane w dalszej części opraco-wania, a mianowicie zaburzenie stochastycznego celu inflacyjnego oraz stopy procentowej. Są to zaburzenia związane z polityką monetarną. Wykres 9 pozwala w przybliżeniu określić wpływ po-lityki pieniężnej na tempo wzrostu. W analizowanej próbie, obejmującej okres od początku 1999 r. do III kwartału 2011 r., można wskazać trzy podokresy: IV kwartał 1999 r. − I kwartał 2001 r., gdy omawiane zaburzenia silnie redukowały dynamikę PKB, IV kwartał 2001 − III kwartał 2007 r., bardziej umiarkowanego wpływu (nieco częściej stymulującego wzrost), oraz I kwartał 2009 − III kwartał 2010 r., z nieco silniejszym dodatnim wpływem.

4. Inflacja w DSGE SoePL

4.1. Determinanty inflacji CPI w modelu

Ceny dóbr konsumpcyjnych w modelu są wypadkową cen dóbr produkowanych w kraju oraz dóbr importowanych. W przypadku pomiaru za pomocą indeksu CPI doliczane są także podatki pośred-nie. W nowokeynesowskich modelach DSGE ceny dóbr pośrednich nie są elastyczne. W modelu SoePL mechanizm sztywności nominalnych modelujemy za pomocą schematu Calvo (por. Calvo 1983). Zakłada on, że w danej chwili tylko część producentów może optymalnie ustalić bieżącą cenę, tj. tak, by maksymalizować strumień bieżących i przyszłych zysków. Optymalna cena jest w przybliżeniu równa sumie kosztu krańcowego i stochastycznej marży – narzutu na koszty krań-cowe, wynikającego z niedoskonałej konkurencji panującej na rynku. Możliwość kształtowania cen w sposób charakterystyczny dla konkurencji niedoskonałej jest konsekwencją zróżnicowania produkowanych dóbr. Ci producenci, którzy w danym okresie nie mogą optymalnie ustalić ce-ny, dokonują jedynie jej indeksacji. Cena jest indeksowana na podstawie średniego wzrostu cen

w danym segmencie gospodarki w poprzednim okresie oraz wartości stochastycznego celu infla-cyjnego. Współczynnik waloryzacji cen jest średnią ważoną tych dwóch zmiennych, przy czym ich wagi w przypadku dóbr krajowych i importowanych są różne.

Koszt krańcowy krajowego składnika dobra konsumpcyjnego zależy bezpośrednio od wyna-grodzeń czynników produkcji (płace i renta kapitałowa) oraz produktywności czynników produk-cji (TFP), zatem zaburzenia modyfikujące wynagrodzenia czynników lub/i ich produktywność prowadzą do wahań kosztu krańcowego. Przykładowo, wzrost płac spowodowany dodatnim szo-kiem marży płac albo ujemny szok TFP, oznaczający spadek produktywności czynników produk-cji, prowadzą do wzrostu kosztu, a tym samym wzrostu inflacji CPI (por. wykres 10). Podobny efekt – silniejszy, ale bardziej krótkotrwały – wywołuje dodatni szok pozakosztowego składnika cen kra-jowych, tj. marży dóbr krajowych.

Koszt krańcowy składnika importowanego zależy od ceny dóbr na rynkach światowych10 _oraz

kursu euro i dolara do złotego. Dlatego zaburzenia modyfikujące ceny światowe i kursy walutowe odpowiadają za wahania kosztu krańcowego importu. Finalna cena zawiera oprócz kosztu także stochastyczną marżę importerów komponentów dóbr konsumpcyjnych. Wykres 10 przedstawia re-akcję inflacji CPI na zaburzenie kursu (deprecjację kursu wywołaną wzrostem premii za ryzyko, która prowadzi do wzrostu cen importu) oraz dodatni szok marży importu konsumpcyjnego (także prowadzący do wzrostu cen importu).

Producenci, którzy – zgodnie ze schematem Calvo – nie mogą optymalnie ustalić cen, doko-nują ich indeksacji. Istotnym elementem formuły indeksacji jest zaburzenie celu inflacyjnego11_.

Zaburzenie to reprezentuje zmienną w czasie percepcję celu inflacyjnego realizowanego przez bank centralny w bieżącym kwartale (zob. także rozdział szósty). Z punktu widzenia procesu ce-notwórstwa rola tego zaburzenia jest tym większa, im bardziej sztywne są ceny w gospodarce (tzn. im większy odsetek firm w danej chwili musi indeksować swoje ceny zamiast je optymalizować) i im większa jest waga celu inflacyjnego we wskaźniku indeksacyjnym. Zarówno sztywność cen, jak i waga stochastycznego celu inflacyjnego w formule indeksacji są estymowanymi parametrami modelu. W aktualnej wersji modelu SoePL sztywność cen dóbr produkcji krajowej i cen importo-wanych dóbr konsumpcyjnych jest wysoka – implikowana długość trwania kontraktu cenowego (okresu bez możliwości ponownej optymalizacji ceny) wynosi prawie siedem kwartałów dla dóbr krajowych i niemal pięć kwartałów dla importowanych dóbr konsumpcyjnych. Także waga celu inflacyjnego we wskaźniku indeksacyjnym jest dużo większa niż waga przeszłej inflacji i wynosi 0,82 dla dóbr krajowych oraz 0,76 dla dóbr importowanych. Zaburzenie celu inflacyjnego ma więc potencjalnie duży wpływ na inflację CPI. Kierunek oddziaływania zaburzenia na inflację CPI jest jednoznaczny – wzrost celu inflacyjnego prowadzi bezpośrednio do wzrostu cen wszystkich dóbr pośrednich i powoduje wzrost inflacji CPI (por. wykres 10).

Do wzrostu inflacji CPI prowadzi także dodatnie zaburzenie efektywnej stawki podatków po-średnich. Skutki tego szoku są jednak krótkotrwałe, a fakt, że zaburzenie podatków modelowane jest w bloku fiskalnym, sprawia, iż dodatkowo następuje odwrócenie proinflacyjnego oddziaływa-nia szoku i w efekcie skumulowany wpływ szoku na inflację CPI jest pomijalny.

10 _{Są to ceny dóbr produkowanych w strefie euro (wyrażone w euro) i poza nią (wyrażone w dolarze amerykańskim).}

Struktura geograficzna importu jest z założenia stała.

11 _{Formalnie rzecz biorąc, cel inflacyjny ma swoją wartość średnią (długookresową, zgodną z tempem wzrostu cen}

w stanie ustalonym). Dopuszczamy jednak występowanie krótkookresowych odchyleń – są to zaburzenia celu infla-cyjnego. Ponieważ model nie wyjaśnia, co jest źródłem tych odchyleń, zaburzenia te uznawane są za losowe.

Reakcja inflacji CPI na szoki bardzo szybko osiąga maksymalny poziom, zazwyczaj już w kwartale, w którym pojawia się szok. Wykres 10 pokazuje, że spośród zaprezentowanych szoków największy wpływ na inflację CPI ma szok marż dóbr krajowych. Wniosek ten potwierdza analiza dekompozycji wariancji (por. tabela 3) – w ciągu jednego kwartału największą zmienność infla-cji CPI wywołują szoki marż dóbr krajowych, szoki fiskalne (podatków pośrednich) oraz marży w imporcie konsumpcyjnym. Zarówno oba zaburzenia marż, jak i zaburzenie podatków pośred-nich szybko wygasają (charakteryzują się niską persystencją) i dlatego w horyzoncie czterech kwartałów ważniejsze okazują się zaburzenia wpływające bezpośrednio na koszty produkcji – zaburzenia marży płac i TFP – oraz zaburzenie celu inflacyjnego. To ostatnie zaburzenie ze względu na dużą persystencję dominuje w okresie trzech lat. Okazuje się zatem, że zdecydowa-na większość wariancji inflacji CPI, zwłaszcza w krótkim okresie, wywoływazdecydowa-na jest przez szoki o charakterze podażowym (marża krajowa, TFP, marża płac). Popytowy szok konsumpcyjny (szok preferencji konsumpcyjnych) ma zatem bardzo ograniczone znaczenie.

4.2. Historyczne dekompozycje zaburzeń wpływających na inflację CPI

Oszacowania zaburzeń

Wykres 11 przedstawia oszacowania ścieżek zaburzeń, najistotniejszych z punktu widzenia kształtowania się inflacji CPI. W ścieżce zaburzenia TFP (stacjonarne technologiczne) możemy wyróżnić dwa okresy. Po fazie bardzo niskiej efektywności wykorzystania czynników produk-cji na początku 1999 r. następował stopniowy, trwający do I połowy 2004 r. wzrost produktyw-ności. Tendencja ta w wyniku zmniejszania kosztów produkcji sprzyjała ograniczaniu inflacji. W 2004 r. nastąpił jednak zwrot i TFP do końca 2009 r. malało, a więc wykorzystanie czynni-ków produkcji miało znowu coraz bardziej ekstensywny charakter. Dodatkowo, od 2008 r. TFP znajdowało się poniżej poziomu równowagi długookresowej. Lata 2010 i 2011 przyniosły zatrzy-manie negatywnego, z punktu widzenia inflacji, procesu obniżania się TFP, a nawet widoczne były oznaki jego odwrócenia.

Innym ważnym składnikiem kosztów produkcji krajowej są płace i mające na nie znaczny wpływ zaburzenie marży płac. Pierwsza połowa próby (1999−2005) to okres zwiększonych zabu-rzeń marży płac, co było czynnikiem oddziałującym proinflacyjnie. Marża płac, będąca wyrazem nieefektywności rynku pracy, stopniowo jednak malała i w okresie po wybuchu kryzysu finanso-wego odchylenia od poziomu równowagi długookresowej były dużo bardziej symetryczne.

Analiza zaburzenia marży w imporcie konsumpcyjnym wykazała dosyć dużą korelację szo-ków marży ze zmianą cen surowców (cen ropy naftowej), zwłaszcza w drugiej połowie próby. Marża w imporcie konsumpcyjnym odzwierciedla więc kształtowanie się ceny komponentu im-portowanego w indeksie CPI, którego nie można przypisać ani zmianom kursu walutowego, ani zmianom średnich cen zakupu dóbr na rynku światowym (mierzonych deflatorami PKB). Zjawi-sko to było widoczne chociażby w latach 2007−2008. Od 2007 r. do I połowy 2008 r. ceny surow-ców energetycznych i rolnych szybko rosły (obserwujemy dodatnie szoki marż w imporcie kon-sumpcyjnym), po czym w II połowie 2008 r., wraz z wybuchem kryzysu finansowego, doszło do znacznej przeceny surowców na rynkach światowych (duże ujemne szoki marż).

Wzrost aktywności inwestorów zainteresowanych spekulacją surowcami, który nastąpił w ostatniej dekadzie, prawdopodobnie sprawił, że w okresach zwiększenia awersji do ryzyka (wzrostu niepewności), objawiającego się m.in. spadkiem wartości indeksów giełdowych, docho-dziło także do spadku cen surowców. Objawem tego zjawiska w naszym modelu jest ujemna ko-relacja szoków marż w imporcie konsumpcyjnym (skorelowanych dodatnio ze zmianami cen su-rowców) z szokami premii za ryzyko. Oznacza to, że wzrostowi cen surowców często towarzyszył spadek premii za ryzyko prowadzący do aprecjacji kursu walutowego, co łagodziło niekorzystny wpływ wzrostu cen surowców na inflację CPI.

Dekompozycja CPI

Wykres 12 ilustruje wpływ zaburzeń na dynamikę inflacji CPI w poszczególnych kwartałach. Wy-różniliśmy na nim zaburzenia o charakterze popytowym, podażowym, monetarnym i kursowym (z uwzględnieniem marż w handlu zagranicznym), natomiast identyfikując przyczyny wahań in-flacji CPI, często sięgaliśmy po pojedyncze zaburzenia, których ścieżki prezentuje wykres 11.

Lata 1999−2000 to okres przyspieszonej inflacji, której źródeł należy upatrywać w kilku czyn-nikach. Pierwszym czynnikiem były podwyższone koszty produkcji krajowej, które wynikały z małej produktywności czynników produkcji (niskich wartości zaburzenia stacjonarnego techno-logicznego), a także wysokich kosztów pracy (wysokiej marży płac); por. wykres 11. Drugim czyn-nikiem była szeroko rozumiana polityka monetarna. Na skutek wysokiej inflacji w latach 90. pod-mioty gospodarcze nabrały przekonania o jej uporczywości – przy indeksacji cen i płac stosowały podwyższony poziom celu inflacyjnego jako wskaźnik przyszłej inflacji. Jednocześnie proinflacyj-nie oddziaływał fakt, że przez większość 1999 r. stopa procentowa banku centralnego znajdowała się poniżej wartości wynikającej z reguły Taylora (wątek ten omawiamy w szóstej części artykułu). Ponadto wysokiej inflacji sprzyjało zwiększanie się cen importowanych komponentów CPI, za co odpowiedzialna była rosnąca marża importowanych dóbr konsumpcyjnych, prawdopodobnie bę-dąca skutkiem wzrostu światowych cen surowców (ropy naftowej). Czwartym czynnikiem proin-flacyjnym, oddziałującym do początku 2000 r., był wzmożony, choć słabnący, popyt konsumpcyjny.

W II połowie 2001 r. inflacja spadła i do 2003 r. utrzymywała się na niskim poziomie za spra-wą zmniejszonego popytu oraz obniżenia kosztów produkcji dzięki bardziej efektywnemu wykorzy-staniu czynników produkcji. Pomimo względnie niskich kosztów i braku presji popytowej w 2004 r. doszło do przyspieszenia inflacji z powodów podażowych, tj. wzrostu marży producentów dóbr krajowych. Można domniemywać, że oczekiwania konsumentów co do wzrostu cen, związanego z przystąpieniem Polski do Unii Europejskiej w maju 2004 r., pozwoliły producentom podnieść ce-ny bardziej, niż wynikałoby to z samych kosztów produkcji. W 2005 r. negatywne szoki podażowe zaniknęły i do III kwartału 2007 r. inflacja utrzymywała się na niskim poziomie. Do niskiej infla-cji przyczyniły się m.in. zaburzenia kursowe w postaci zmniejszającej się premii za ryzyko, pro-wadzącej do aprecjacji kursu walutowego. Silny złoty łagodził narastającą powoli presję popytową.

Pod koniec 2007 r. doszło do przyspieszenia inflacji za sprawą rosnących szybko cen kompo-nentów importowanych – zaburzenia marży dóbr importowanych – co ponownie wynikało głów-nie z dużej dynamiki cen surowców. Krajowym czynnikiem proinflacyjnym były rosnące koszty pro-dukcji związane ze spadającym TFP. Po wybuchu kryzysu finansowego w II połowie 2008 r. malał wpływ zaburzeń kursowych i marż w handlu zagranicznym na inflację – proinflacyjny wpływ de-precjacji kursu walutowego był łagodzony redukcją marż. W tym samym czasie widoczny był także

antyinflacyjny wpływ globalnej dekoniunktury, definiowanej jako efekt stochastycznego trendu. Od II połowy 2009 r. widoczny jest znów „importowy” charakter przyspieszenia inflacji, z narasta-jącą presją popytową.

5. Rynek pracy i bezrobocie

5.1. Źródła bezrobocia w modelu

Gospodarstwa domowe są źródłem podaży pracy, która – jak się zakłada – jest heterogeniczna. Heterogeniczność pracy sprawia, że konkurencja na rynku pracy jest niedoskonała. W konsekwen-cji, w procesie ustalania płac (zakładamy, że odpowiedzialny za to jest podmiot dokonujący agrega-cji heterogenicznej pracy w usługi pracy świadczone producentom, np. związki zawodowe) do ce-ny pracy doliczana jest marża12_{. Z punktu widzenia gospodarstwa domowego optymalnym}

pozio-mem płac jest poziom równoważący utratę użyteczności, wynikającą ze zwiększenia czasu pracy kosztem czasu wolnego, ze wzrostem użyteczności wynikającym ze wzrostu dochodu. Producenci dóbr krajowych, traktując płace jako dane, wyznaczają popyt na pracę w procesie minimalizacji kosztów produkcji. Gospodarstwa domowe także traktują płace jako dane i na podstawie swojego warunku optymalności wyznaczają poziom podaży pracy. Ponieważ wysokość płac w gospodarce jest wyższa od poziomu optymalnego (o wielkość marży), gospodarstwa domowe chcą świadczyć usługi pracy w większej ilości, niż trzeba do równowagi na rynku pracy, a więc pojawi się bezro-bocie jako zjawisko występujące także w równowadze długookresowej.

Można pokazać, że w przedstawionych powyżej warunkach stopa bezrobocia w stanie ustalo-nym determinowana jest przez dwa parametry: marżę płac w stanie ustaloustalo-nym i elastyczność po-daży pracy według Frischa. Marża płac jest wyrazem stopnia monopolizacji rynku pracy, który za-leży od elastyczności substytucji heterogenicznej pracy. Im mniejsza jest elastyczność substytucji, tym wyższa marża, a w konsekwencji wyższy poziom bezrobocia. Zakładamy, że marża jest sto-chastyczna, tzn. możliwe są jej losowe odchylenia od wartości w stanie ustalonym. Drugim czyn-nikiem determinującym stopę bezrobocia w równowadze długookresowej jest elastyczność poda-ży pracy względem płacy realnej, a więc parametr mierzący skłonność gospodarstw domowych do zwiększenia podaży pracy na skutek wzrostu płacy realnej. Im wyższa elastyczność, tym wyższy poziom bezrobocia. Wartość stopy bezrobocia w stanie ustalonym zamieszczona w tabeli 1 została policzona zgodnie z naszkicowaną powyżej formułą.

Z rynkiem pracy wiążą się bezpośrednio dwa zaburzenia: wspomniane wyżej zaburzenie mar-ży płac oraz zaburzenie podamar-ży pracy (modyfikujące wagę czasu wolnego w funkcji umar-żyteczności gospodarstwa domowego). Zaburzenia te oddziałują w pierwszej kolejności na płace i oddziaływa-nie to jest dla obu zaburzeń identyczne: zarówno wzrost marży płac, jak i wzrost preferencji czasu wolnego prowadzi do wzrostu żądań płacowych, a w konsekwencji do wzrostu inflacji i spadku PKB (por. wykres 13). Odmienne są jednak interpretacje i skutki tych zaburzeń. Wzrost marży płac oznacza zwiększenie się nieefektywności rynku pracy, co może (lub powinno) spotkać się z reak-12 _{Płace, podobnie jak ceny dóbr pośrednich, nie są całkowicie elastyczne – analogicznie do cen dóbr pośrednich płace}

podlegają sztywnościom nominalnym, modelowanym za pomocą schematu Calvo (por. np. Erceg, Henderson, Levin 2000).

cją ze strony polityki gospodarczej. Z kolei spadek podaży pracy jest wyrazem zmian preferencji gospodarstw domowych, które polityka gospodarcza powinna zaakceptować.

Ponieważ omawiane zaburzenia identycznie oddziałują na gospodarkę (modelowaną bez uwzględnienia zjawiska bezrobocia), znacznie trudniej je rozróżnić (zwracali na to uwagę Chari, Kehoe i McGrattan 2008). Identyfikacja jest możliwa dopiero po rozszerzeniu zbioru zmiennych obserwowalnych (po stosownej modyfikacji parametrów modelu) o bezrobocie, ponieważ zaburze-nia te oddziałują w odwrotny sposób właśnie na stopę bezrobocia. W następstwie wzrostu marży płac (czyli wzrostu nieefektywności rynku pracy) rośnie bezrobocie, podczas gdy wzrost wagi cza-su wolnego w funkcji użyteczności gospodarstw domowych jest równoznaczny z ograniczeniem podaży pracy i w konsekwencji zmniejszeniem bezrobocia (por. wykres 13).

W aktualnej wersji modelu za sprawą explicite modelowanego bezrobocia w procesie estymacji zwiększyły się możliwości identyfikacyjne i zweryfikowano oszacowania parametrów związanych z rynkiem pracy. Rewizji uległa m.in. ocena sztywności płac, która w modelu SoePL-2012 jest wyż-sza niż w poprzedniej wersji. Skutkiem większej sztywności płac jest wolniejszy powrót produkcji i inflacji do równowagi po wystąpieniu np. szoku marż. Na podstawie dekompozycji wariancji in-flacji CPI oraz PKB należy jednak uznać, że rola tego zaburzenia w kształtowaniu obu tych zmien-nych została znacznie ograniczona.

Dekompozycja wariancji poziomu analizowanej zmiennej wskazuje, że głównym źródłem wahań bezrobocia w krótkim okresie są zaburzenia związane z rynkiem pracy (marży płac i pre-ferencji podaży pracy). Szok prepre-ferencji podaży pracy wywołuje silny, lecz krótkotrwały skutek, z kolei szok marży płac ma bardziej trwałe konsekwencje – w ciągu trzech lat po wystąpieniu szo-ku udział tego zaburzenia w wariancji rośnie do prawie 50%. W krótkim okresie duże znaczenie mają także zaburzenia produktywności czynników produkcji oraz fiskalne. Na tej podstawie moż-na wyciągnąć wniosek, że w zmienności stopy bezrobocia, jeszcze silniej niż w przypadku inflacji CPI, dominują szoki o charakterze podażowym.

5.2. Historyczne dekompozycje zaburzeń rynku pracy

Oszacowania zaburzeń

Z wykresu 14, przedstawiającego oszacowania ścieżek zaburzeń związanych z rynkiem pracy, wy-nika, że rola zaburzenia preferencji podaży pracy (skala odchyleń od poziom równowagi) wzrosła po 2006 r. Lata 2007−2008 to okres zwiększania wagi czasu wolnego w funkcji użyteczności go-spodarstw domowych, czyli okres spadku podaży pracy. Zjawisko to należy zapewne w dużym stopniu łączyć z emigracją. Ponieważ model nie uwzględnia migracji bezpośrednio, z faktu spadku stopy bezrobocia przy danym poziomie zatrudnienia musi wynikać, że doszło do ograniczenia po-daży pracy na skutek zmian preferencji czasu wolnego. Od początku 2009 r. kierunek zmian prefe-rencji odwrócił się, a więc gospodarstwa domowe chciały coraz bardziej ograniczać czas wolny na rzecz zwiększania podaży pracy. Tendencja taka ogranicza presję płacową i inflację, jednak pro-wadzi do wzrostu stopy bezrobocia. Proces ten okazał się bardzo głęboki – zaburzenie preferencji podaży pracy miało w 2011 r. swoje historyczne minima. W ostatnim okresie widoczne są jednak oznaki zatrzymania, a nawet odwrócenia tego procesu.

Dekompozycja stopy bezrobocia

Wykres 15 przedstawia wpływ poszczególnych zaburzeń na stopę bezrobocia. Oprócz omówionych w poprzedniej części artykułu grup zaburzeń (popytowe, podażowe, kursowe i marże w handlu zagranicznym) wyróżniono na nim rolę zaburzeń marży płac, podaży pracy i stopy procentowej. Przede wszystkim należy zwrócić uwagę na rolę zaburzenia marży płac – jest to czynnik, który przez cały czas przyczyniał się do wzrostu stopy bezrobocia. Jego rola stopniowo maleje, jednak od 1999 do 2007 r. zaburzenie to było najsilniejsze. Marża płac jest wyrazem wykorzystywania przez pracobiorców siły monopolistycznej, która wynika ze zróżnicowania (heterogeniczności) świad-czonych usług pracy. W sytuacji strukturalnego niedopasowania popytu na określony typ pracy i jej podaży dochodzić będzie do wzrostu marży objawiającej się wzrostem płac i wzrostem bezro-bocia. Z tego względu stopniową redukcję marży płac odczytujemy właśnie jako zmniejszanie się skali niedopasowań na rynku pracy. Mniej więcej od 2008 r. rola marży płac pozostaje silnie ogra-niczona, istotniejsze są natomiast preferencje gospodarstw domowych.

Choć rola zaburzenia marży płac była znaczna, nie zawsze kształtowanie się stopy bezrobo-cia wynikało ze zmian marży. Wzrost stopy bezrobobezrobo-cia w latach 1999−2003 wynikał w dużej mie-rze z zaniku popytu (por. wykres 7 – zabumie-rzenie preferencji konsumpcji), szoków podażowych, tj. głównie rosnącej produktywności czynników produkcji (por. wykres 11 – zaburzenie stacjonarne technologiczne) oraz zaostrzania polityki monetarnej. W latach 2004−2008 doszło do znacznego spadku stopy bezrobocia – obniżyła się ona o ponad 10 pkt proc., z blisko 20% do nieco ponad 9%. Spadek o około 3 pkt proc. należy przypisać zmniejszeniu się marży płac. Jeszcze większy wpływ, powodujący redukcję stopy bezrobocia o 4 pkt proc., miało coraz bardziej ekstensywne wykorzy-stanie czynników produkcji, równoznaczne ze spadkiem ich produktywności. To właśnie mała efektywność wykorzystania czynników produkcji była jedną z głównych przyczyn niskiej stopy bezrobocia w 2008 r. W owym czasie nie mniej ważny dla niskiego poziomu stopy bezrobocia był spadek podaży pracy na skutek zmian preferencji gospodarstw domowych.

Zaburzenie preferencji podaży pracy nie odgrywało znacznej roli w kształtowaniu stopy bez-robocia w latach 1999−2006, niemniej jednak w końcowej fazie spadku stopy bezbez-robocia (w latach 2007−2008) redukcja o około 2 pkt proc. wynikała właśnie ze zmiany preferencji gospodarstw domo-wych. Także wzrost stopy bezrobocia w 2009 r. był spowodowany głównie zmianą zachowań (prefe-rencji) gospodarstw domowych co do podaży pracy. W 2010 i 2011 r. dalszy wzrost stopy bezrobocia został zatrzymany dzięki dalszej redukcji marży płac oraz bardziej ekspansywnej polityce pieniężnej.

6. Polityka stopy procentowej w modelu DSGE SoePL

6.1. Determinanty stopy procentowej w modelu

Polityka monetarna w modelu DSGE SoePL redukowana jest do jednego instrumentu i jednego ce-lu: stopy procentowej i inflacji. Zakłada się zatem, że władze monetarne gospodarki opisanej za pomocą modelu realizują strategię bezpośredniego celu inflacyjnego, a decyzje banku centralne-go aproksymuje reguła stopy procentowej typy Taylora (por. np. Taylor 1994; Martins 2000). Nie jest to więc próba odwzorowania rzeczywistych procesów decyzyjnych ani wyznaczenia decyzji optymalnych. Długookresowy cel inflacyjny banku utożsamiany jest z inflacją w warunkach

rów-nowagi długookresowej. W krótkim okresie bank centralny może jednak akceptować odchylenia inflacji od celu, co de facto oznacza przejściowe odejście od celu długookresowego i realizację nie-co innego. Krótkookresowe odchylenia celu od wartości stanu ustalonego traktowane są w DSGE SoePL jak losowe i nazywane zaburzeniem stochastycznego celu inflacyjnego, którego rola w pro-cesie kształtowania cen została już omówiona13_.

Zgodnie z regułą Taylora bank centralny bierze po uwagę dynamikę cen (w SoePL jest to bie-żąca i przeszła inflacja liczona dla dóbr konsumpcyjnych bez podatków pośrednich) porówny-waną ze stochastycznym celem inflacyjnym oraz względny poziom aktywności gospodarczej (w SoePL jest to poziom i dynamika PKB liczona w relacji do poziomu/dynamiki wynikającej z równowagi długookresowej). Ten drugi czynnik można traktować jak indykator wyprzedzający inflacji. Bank centralny jest autonomiczny w swoich decyzjach i nie zawsze musi brać pod uwagę tylko ww. czynniki; wówczas stopa będzie miała inną wartość, niż wynikałoby to z inflacji i po-ziomu aktywności. W DSGE SoePL tego typu odchylenia traktowane są jak losowe szoki – jest to zaburzenie stopy procentowej. Zaburzenie stopy interpretujemy jako dyskrecjonalny element poli-tyki monetarnej. W przybliżeniu mamy więc do czynienia z formułą:

1 0

)

,

0

(

~

2 1+ _ _ = u t u t N t j, j > < ≤ 0 , R stoch cel eps PKB PKB infl nfl

i

infl f stopa=

(

(

_ _ .

),

(

)

,

...

,

(

),

(

)

)

+ R eps ε ρεεt ρ_ε ρ σ ε ρ_ε ε σε ε ε ε uεt u ∆ ∆ t ε ρ (2) gdzie 1 0

)

,

0

(

~

2 1+ _ _ = u t u t N t j, j > < ≤ 0 , R stoch cel eps PKB PKB infl nfl

i

infl f stopa=

(

(

_ _ .

),

(

)

,

...

,

(

),

(

)

)

+ R eps ε ρεεt ρ_ε ρ σ ε ρ_ε ε σε ε ε ε uεt u ∆ ∆ t ε ρ

oznacza zaburzenie stopy procentowej, a zmienne pod kreską wyrażone są w formie procentowych odchyleń od stanu ustalonego.

Analogiczną postać reguły można znaleźć w modelach EBC (por. Christoffel, Koenen, Warne 2007) i Riksbanku (por. Adolfson i in. 2007).

Tabela 5 przedstawia strukturę wpływu zaburzeń na stopę procentową. Ponieważ stopa pro-centowa zależy głównie od PKB i inflacji, zaburzenia determinujące aktywność gospodarczą i in-flację są równocześnie najważniejsze dla wahań stopy – wcześniej omówiliśmy je bardziej szcze-gółowo. Ewentualne zmiany wpływu wynikają głównie z różnych wag parametrów w rozważanej regule. Zauważalna jest zatem rola zaburzeń związanych z kursem walutowym i marżami w han-dlu zagranicznym (zaburzenie premii za ryzyko, zaburzenie marż w eksporcie, zaburzenie marż importowanego komponentu eksportu) oraz zaburzeń popytowych (preferencji konsumpcyjnych oraz, w mniejszym stopniu, zaburzenia technologicznego w inwestycjach). Większość uwagi po-święcimy jednak zaburzeniom stopy procentowej i celu inflacyjnego, tzn. zaburzeniom związanym z polityką monetarną. Jak wynika z powyższej formuły, zaburzenie stopy w pełni przekłada się na poziom stopy procentowej i dlatego jest to najważniejszy krótkookresowy czynnik; wraz z wydłu-żaniem okresu objętego prognozą rośnie natomiast rola celu stochastycznego.

Wykres 16 ilustruje reakcje stopy procentowej na szok celu inflacyjnego oraz szok stopy pro-centowej. Intuicja podpowiada, że tymczasowe (nieprzewidywalne) podwyższenie celu inflacyjne-go powinno redukować poziom stopy procentowej, ale prezentowana funkcja reakcji teinflacyjne-go nie po-twierdza. Wzrost celu inflacyjnego – przez omówiony wcześniej mechanizm indeksacji cen i płac, 13 _{Zwracamy uwagę, że bank centralny nie jest „sprawcą” szoku celu inflacyjnego. Zgodnie z konstrukcją modelu}

za-burzenie celu jest wypadkową decyzji indeksacyjnych firm i gospodarstw domowych (związków zawodowych) oraz zachowania banku (akceptacji celu przez bank).

wzmacniany sztywnościami nominalnymi – prowadzi do silniejszego wzrostu inflacji aniżeli sam wzrost celu inflacyjnego i w konsekwencji stopa procentowa rośnie. Efekt ten pogłębia duża persy-stencja zaburzenia stochastycznego celu (parametr autoregresji wynosi tu 0,93). Rozłożenie w cza-sie reakcji na szok stopy procentowej (por. lewy panel wykresu 16) jest skutkiem wpisania efektu wygładzania w regułę Taylora, funkcja reakcji ilustruje tu więc przede wszystkim persystencję sa-mej stopy procentowej.

6.2. Historyczne dekompozycje zaburzeń sektora monetarnego

Oszacowania zaburzeń

Wykres 17 przedstawia oszacowania historycznych wartości dwóch zaburzeń (i odpowiadających im innowacji) związanych z polityką monetarną: zaburzenia stopy procentowej i zaburzenia celu inflacyjnego. Kierując się ocenami zaburzenia stopy procentowej (traktowanego jak dyskrecjonal-na składowa polityki stopy procentowej), możemy wyróżnić dwa okresy w polityce monetarnej: fa-zę relatywnego zacieśniania polityki (w stosunku do poziomu wynikającego z reguły), obejmują-cą okres: IV kwartał 1999 − II kwartał 2008 r., oraz fazę jej relatywnego łagodzenia w okresie od I kwartału 2009 do III kwartału 2011 r. Z wyjątkiem okresu II kwartał 2006 − I kwartał 2008 r., gdy szoki stopy były co do wartości bezwzględnej umiarkowane, udział dyskrecjonalnej składowej polityki pieniężnej był znaczny i redukował predyktywność polityki. Bardziej szczegółowa analiza pozwala zauważyć kilka interesujących epizodów: silnego zacieśnienia polityki pod koniec 1999 r. (po okresie wyraźniejszego złagodzenia na początku 1999 r.), wzrostu inflacji po przystąpieniu do Unii Europejskiej i dyskrecjonalną reakcję polityki monetarnej na to zjawisko (w II i III kwartale 2004 r.) oraz próby dostosowania polityki do warunków powstałych po wybuchu światowego kryzysu fi-nansowego (od początku 2009 r.). Patrząc na ścieżkę zaburzenia stopy, należy pamiętać, że skutki szoku stopy mają przede wszystkim charakter popytowy.

W przeciwieństwie do zaburzenia stopy zaburzenie celu inflacyjnego wiąże się ze zjawiskami natury podażowej. Analizę oszacowanej ścieżki zaburzenia celu inflacyjnego utrudnia niestabil-ność ocen – w kolejnych wersjach modelu oszacowane ścieżki zaburzenia znacznie się zmieniają. Na skutek rezygnacji z uwzględnienia, w parametryzacji bieżącej wersji modelu, zmiany struktu-ralnej w 1999 r., oceny całej ścieżki zaburzenia są zdominowane przez oszacowania wartości po-czątkowej, tzn. wartości dla kwartału poprzedzającego pierwszą obserwację w próbie. Zaburzenie przybiera maksymalne wartości na początku próby14_{. Zasadnicza funkcja zaburzenia celu skupia}

się na indeksacji cen i płac, dlatego spostrzeżenia dotyczące jego roli w polityce monetarnej odno-szą się bardziej do inflacji. Przynajmniej w pierwszych latach próby (1999–2003) wysokie, ale ma-lejące, wartości zaburzenia sugerują rezygnację podmiotów z silnej indeksacji cen i płac, co można uznać za skutek postępującej dezinflacji (podmioty uczą się funkcjonować w środowisku niskiej inflacji). W tym okresie NBP realizował strategię bezpośredniego celu inflacyjnego, ale stały cel (odpowiadający wartości stanu ustalonego w modelu DSGE SoePL) został określony dopiero w 2003 r. Faza przystępowania Polski do Unii Europejskiej wiązała się z procesami wyrównywania pozio-14 _{Aby porównać wartości zaburzenia celu inflacyjnego z wyrażonymi w punktach procentowych (przybliżonymi)}

odchyleniami od inflacji r/r w stanie ustalonym (2,5%), wartości zaznaczone na wykresie 17 należy przemnożyć przez 4.

mów cen, co podtrzymywało dodatnie wartości zaburzenia celu. Około roku 2008 mechanizmy in-deksacyjne nie zwiększały już presji inflacyjnej. Z punktu widzenia polityki monetarnej jest więc to faza ujemnego wpływu zaburzenia celu na inflację i stopę procentową.

Dekompozycja stopy procentowej

Wykres 18 przedstawia zmiany krótkookresowej stopy procentowej (WIBOR 3M) pod wpływem za-burzeń w kolejnych kwartałach. Zaproponowana agregacja szoków pozwala na rozróżnienie szoków konstytuujących działanie czystej reguły stopy procentowej (popytowych, podażowych, związa-nych z kursem i marżami oraz zaburzeń marży płac wyodrębniozwiąza-nych spośród szoków podażowych) a także szoków związanych z polityką monetarną (stopy i stochastycznego celu). Zaburzenia zwią-zane z polityką monetarną w większości kwartałów oddziaływały w jednym kierunku (z wyjątkiem okresów: od I do III kwartału 1999 r. oraz 2009 r.), od IV kwartału 1999 do końca 2008 r. systema-tycznie podnosząc poziom stopy. Po wyeliminowaniu marży płac z zaburzeń podażowych ich rola w kształtowaniu stopy okazała się nieznaczna. Polityka stopy prowadzona zgodnie z regułą Taylora koncentrowała się na zaburzeniach natury popytowej. Do połowy 2002 r. zaburzenia powodowały wzrost stopy, natomiast po III kwartale 2002 r. szoki popytowe redukowały jej poziom (z wyjątkiem I półrocza 2008 r.). Innymi słowy zidentyfikowane szoki natury popytowej miały na tyle negatywny wpływ na poziom aktywności gospodarczej od 2003 r., że reguła stopy interpretowała nadmierne wahania poziomu i dynamiki PKB jako zagrożenie dla realizacji celu inflacyjnego NBP (od dołu).

Szoki związane z kursem walutowym są również systematyczną determinantą poziomu krót-kookresowej stopy procentowej. Istotną rolę widać zwłaszcza pod koniec lat 90., gdy kończył się proces przechodzenia do reżimu w pełni płynnego kursu walutowego. Wówczas zaburzenia kurso-we powodowały łagodzenie polityki monetarnej. Do łagodzenia polityki monetarnej dzięki efektom kursowym doszło także w okresie od IV kwartału 2006 do II kwartału 2008 r., gdy złoty znacznie się umacniał. Ogólnie szoki kursowe częściej prowadziły do umiarkowanego zacieśniania polityki pieniężnej. Biorąc pod uwagę spadek znaczenia innych zaburzeń w latach 2007−2011, można mó-wić o rosnącym wpływie szoków kursowych na stopę procentową.

Ostatnie z zaznaczonych zaburzeń, zaburzenie marży płac, ma szczególne znaczenie, jest bo-wiem jedynym, jakie pojawia się wyłącznie po dodatniej stronie osi, tzn. jest stałym czynnikiem ograniczającym łagodzenie polityki monetarnej. Zagrożenie uruchomieniem spirali płacowo-ceno-wej jest obecne w większości uzasadnień decyzji publikowanych przez bank centralny. Wykres 18 pokazuje, że zgodnie z modelem DSGE SoePL-2012 obawy przed presją płacową wynikającą z nie-doskonałości rynku pracy rzeczywiście podnosiły poziom stopy. Zaznaczony obszar można uznać za kwantyfikację wpływu presji płacowej na poziom stopy procentowej. Należy zatem zauważyć, że znaczenie tego czynnika systematycznie maleje.

7. Podsumowanie

W zaprezentowanym artykule próbowaliśmy odpowiedzieć na pytanie, jak działa dynamiczny stochastyczny model równowagi ogólnej w małej otwartej gospodarce. Omówiliśmy cztery naj-ważniejsze mechanizmy ekonomiczne wpisane w model DSGE SoePL-2012, wyjaśniające: wzrost gospodarczy, inflację, bezrobocie i opartą na regule Taylora politykę stopy procentowej.

Ponieważ źródłem wahań tempa wzrostu, inflacji, stopy bezrobocia oraz stopy procentowej w modelach DSGE są zaburzenia, charakterystyka wspomnianych mechanizmów skoncentrowa-ła się wskoncentrowa-łaśnie na zaburzeniach. Najważniejsze z nich, wywołujące największą część zmienności dynamiki PKB, CPI, stopy bezrobocia oraz stopy procentowej (WIBOR 3M), zostały wybrane na podstawie dekompozycji wariancji. Omawiając każdą ze zmiennych, charakteryzowaliśmy naj-ważniejsze zależności, odwołując się do specyfikacji modelu (jego mikropodstaw), a obraz tych zależności uzupełnialiśmy funkcjami pokazującymi reakcje zmiennych obserwowalnych na oma-wiane szoki. Czytelnik uzyskał zatem informację o kierunkach rozchodzenia się impulsów po go-spodarce oraz sposobie absorbowania takich szoków w modelu DSGE SoePL-2012. Sądzimy, że pre-zentacja podstawowych mechanizmów modelu DSGE, tzn. skoncentrowanie się na ekonomicznej treści modelu, zamiast technicznego (zwykle dość hermetycznego) opisu sposobu wyrażania treści ekonomicznych formułami matematycznymi, może być atrakcyjniejsza dla czytelników, których bardziej interesują relacje makroekonomiczne niż sposoby ich modelowania.

Ilustracją możliwości analitycznych modelu DSGE były dokonane dla polskiej gospodarki oszacowania historycznych wartości omawianych wcześniej zaburzeń oraz dekompozycje czte-rech zmiennych obserwowalnych. Dekompozycje pokazały, jakie zaburzenia powodowały kolej-ne epizody wyższej inflacji czy spowolnienia wzrostu w Polsce w latach 1999−2011. Spostrzeże-nia dotyczące rynku pracy, w tym wpływu zaburzeń popytowych, podażowych i monetarnych na stopę bezrobocia w ostatnich latach, są interesujące z tego względu, że wcześniej nowokey-nesowkie modele DSGE implicite wykluczały istnienie bezrobocia. Uzyskany obraz jest jednak specyficzny dla modelu SoePL-2012, tzn. oceny zaburzeń oraz ich wpływ na kształtowanie się w przeszłości PKB, CPI, stopy bezrobocia i stopy WIBOR 3M mogą się zmienić, gdy wykorzysta-my inny model DSGE, inne parametry lub(i) inny zbiór danych. Dlatego formułowane wnioski są dość ostrożne. Sądzimy jednak, że uzyskany obraz jest interesujący, choć nasze spostrzeżenia nie zawsze mieszczą się w głównym nurcie ocen obserwatorów i komentatorów ekonomicznych.

Przypisując moc sprawczą abstrakcyjnym zaburzeniom, modele DSGE mogą pozostawić u czytelnika niedosyt. Nie dają odpowiedzi na pytanie, skąd biorą się zaburzenia, definiują jedynie ich ekonomiczną treść, mechanizm transmisji (propagacji) oraz ich formę (charakterystyki proce-su stochastycznego). Stoproce-sując techniki statystyczne, możemy oszacować historyczne wartości szo-ków i zaburzeń. Tu kończy się informacja uzyskiwana z modelu, a pojawia miejsce dla analityka, który dysponując szerszą perspektywą historyczną, może podjąć próbę określenia, jakie zdarzenia wywołały konkretny szok (lub grupę szoków). Zastosowań modelu nie można zatem sprowadzić do zestawu mechanicznych czynności czy procedur, a rola badacza – choćby posługującego się spekulacją uzasadnioną wnioskami z modelu – jest decydująca.

Bibliografia

Adolfson M., Linde J., Laseen S., Villani M. (2005), Bayesian estimation of an open economy DSGE

model with incomplete pass-through, Sveriges Riksbank Working Paper Series, 179, Stockholm.

Adolfson M., Linde J., Laseen S., Villani M. (2007), Evaluating an estimated New Keynesian small