Polityka pieniężna a bezrobocie równowagi w Polsce

A C T A U N I V E R S I T A T I S L O D Z I E N S I S

FOLIA OECONOMICA 268, 2012

Leszek Kucharski∗

POLITYKA PIENI NA A BEZROBOCIE RÓWNOWAGI W POLSCE

WPROWADZENIE

Polityka pienina stanowi jeden z elementów polityki makroekonomicznej pastwa. Jest ona prowadzona przez bank centralny. Polega ona na kształtowaniu wielkoci poday pienidza w gospodarce. Podstawowym celem tej polityki jest zapewnienie stabilnoci cen., która stanowi podstaw do długofalowego wzrostu gospodarczego. Polityka pienina wpływa bezporednio lub porednio na poziom kursu walutowego, który oddziałuje na równowag handlow i saldo bilansu płatniczego.

Celem opracowania jest zbadanie czy zmiany poziomu bezrobocia równowagi w Polsce miały wpływ na stopie restrykcyjnoci polityki pieninej w latach 1998–2009.

Struktura opracowania jest nastpujca. W czci 2 przedstawiono metody pomiaru bezrobocia równowagi. W czci 3 przedstawiono miary stopnia restrykcyjnoci polityki pieninej. Cz 4 powicona jest analizie zwizków midzy charakterem polityki pieninej a zmianami poziomu bezrobocia równowagi i bezrobocia faktycznego w Polsce. Cze 5 zawiera najwaniejsze wnioski płynce z przeprowadzonych rozwaa.

MIARY BEZROBOCIA RÓWNOWAGI

Oszacowanie poziomu bezrobocia równowagi jest istotne z punktu widzenia polityki makroekonomicznej, a w szczególnoci dla polityki pieninej. Ponadto, im wyszy jest poziom bezrobocia równowagi, tym mniej elastyczne jest zatrudnienie wzgldem zmian PKB.

W literaturze ekonomicznej znale mona nastpujce metody szacowania bezrobocia równowagi metody oparte na1:

−_{przepływach siły roboczej,} −krzywej Phillipsa,

−_{krzywej Beveridge’a,}

−_{szacunkach produkcji potencjalnej.}

W opracowaniu do oszacowania poziomu bezrobocia równowagi wykorzystano metody oparte na przepływach siły roboczej. Jedn z metod wykorzystywanych do pomiaru poziomu stopy bezrobocia równowagi jest tzw. stopa bezrobocia w warunkach stanu stacjonarnego (tzn. stopa bezrobocia przy załoeniu równoci napływów i odpływów z bezrobocia)2. Wielko stopy bezrobocia strukturalnego jest wynikiem przepływów siły roboczej midzy zatrudnieniem, bezrobociem i biernoci zawodow.

W warunkach stanu stacjonarnego napływy do zatrudnienia s równe odpływom z zatrudnienia. Zaleno t mona opisa wzorem:

E ei eu I ie U ue) ( ) (( ) ( )) ( + = + ₍₁₎ gdzie

ue

ie –stopa odpływu z biernoci zawodowej do zatrudnienia,

eu

ei – stopa przepływu z zatrudnienia do biernoci zawodowej,

E – zasób zatrudnionych,

U – zasób bezrobotnych,

I – zasób biernych zawodowo.

Równoczenie załoono, e odpływy z bezrobocia s równe napływom do bezrobocia (a wic U = const.), w zwizku z tym:

U ui ue I iu E eu) ( ) (( ) ( )) ( + = + ₍₂₎ gdzie

iu – stopa odpływu z biernoci zawodowej do bezrobocia, ui – stopa odpływu z bezrobocia do biernoci zawodowej:

1

M. Socha, U. Sztanderska, Strukturalne podstawy bezrobocia w Polsce, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 2000.

2

Por. S. T. Marston, Employment Instability and High Unemployment Rates, The Brookings Papers and Economic Activity, no. 1/1976, p. 172 oraz R. G. Ehrenberg, R. S. Smith, Modern Labor Economics: Theory and Public Policy, Harper Collin College Publishers, New York 1994, p. 565.

)) )( ( ( ))) ( 1 ( ) ((eu ei pie U ue ui pie E + − = + ₍₃₎ gdzie

pie – prawdopodobiestwo (szansa) udanego przejcia z biernoci zawodowej do zatrudnienia3.

Przyjto nastpujce oznaczenia: a=(eu)+(ei)(1− pie) _oraz )

)( ( )

(ue ui pie

b= + _{. Po podstawieniu wartoci a i b do równania (3) przyjmuje}

ono nastpujca posta :

bU

aE = (4) Wyznaczajc z równania (4) wartoci zasobu bezrobocia (U) oraz zasobu pracujcych (E) i podstawiajc do równania stopy bezrobocia otrzymano równanie stopy bezrobocia w warunkach stanu stacjonarnego:

b a a u_s + = ₍₅₎

Opisana równaniem (5) stopa bezrobocia zaley od wszystkich stóp przepływów siły roboczej. Jest ona malejc funkcj stóp odpływu: z bezrobocia do zatrudnienia (ue), z bezrobocia do biernoci zawodowej (ui), oraz z biernoci zawodowej do zatrudnienia (ie). Z równania (5) wynika ponadto, e stopa bezrobocia w równowadze us_s jest rosnc funkcj stóp przepływu: zatrudnienia do bezrobocia (eu), z zatrudnienia do biernoci zawodowej (ei) oraz z biernoci zawodowej do bezrobocia (iu).

Do oszacowania stóp bezrobocia w równowadze w Polsce w latach 1998– 2009 wykorzystano równie formuł prezentowan przez G. Alogoskufisa oraz U. Sztandersk i M. W. Soch4. Stop bezrobocia w równowadze według tej formuły mona opisa równaniem:

n h s z s u_r + + + = ₍₆₎ gdzie r

u

3 iu ie ie pie + = . 4

M. Socha, U. Sztanderska, Strukturalne podstawy bezrobocia w Polsce, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 2000.

E EI EU

s=( + )/ _{– stopa odpływu z zatrudnienia (EU – odpływ} z zatrudnienia do bezrobocia; EI – odpływ z zatrudnienia do biernoci zawodowej),

U UE

h= / _{– stopa odpływu z bezrobocia do zatrudnienia (UE – odpływ} z bezrobocia do zatrudnienia),

) /( )

(IU UI EI E U

z= − − + _{– demograficzny składnik bezrobocia (}IU _–

odpływ z biernoci do bezrobocia, UI – odpływ z bezrobocia do biernoci zawodowej, EI – odpływ z zatrudnienia do biernoci zawodowej),

n

Stopa bezrobocia opisana równaniem (6) uwzgldnia wikszo stóp przepływów. Z równania (6) wynika równie, e jest ona malejc funkcj stopy odpływu z bezrobocia (h) oraz stopy wzrostu zasobu siły roboczej (n) oraz malejc funkcj wskanika demograficznego (z). Wpływ zmiany stopy odpływu z zatrudnienia na poziom stopy bezrobocia w warunkach stanu stacjonarnego wyznaczonej na podstawie równania (6) jest niejednoznaczny. Jeli (h+n)>z _{to wzrost stopy odpływu z zatrudnienia spowoduje wzrost}

stopy bezrobocia. W przeciwnym przypadku wzrost stopy odpływu z zatrudnienia spowoduje spadek stopy bezrobocia w warunkach stanu stacjonarnego. Zalet formuły (6) jest to, e pozwala ona na wyodrbnienie czynników wpływajcych na bezrobocie równowagi, takich jak zmiany demograficzne zachodzce na rynku pracy oraz dynamika zasobu siły roboczej.

Z uwagi na to, e do obliczenia stop bezrobocia w oparciu o równania (5) i (6) wykorzystywane s róne wieloci, uzyskane wyniki bd si róni . Jednake tendencja zmian stóp bezrobocia oszacowanych w oparciu o te równania powinna by taka sama.

MIARY STOPNIA RESTRYKCYJNO
CI POLITYKI PIENI NEJ

Jednym ze sposobów oceny stopnia restrykcyjnoci polityki pieninej jest analiza zmian poziomu realnych stop procentowych, poday pienidza lub realnego kursu walutowego. Jednake analiza zmian tych wielkoci moe nie dawa jednoznacznej odpowiedzi co do poziomu restrykcyjnoci tej polityki.

Bardziej precyzyjnym narzdziem słucym do oceny stopnia restrykcyjnoci polityki pieninej jest indeks MCI (Monetary Condition Index). Indeks ten pojawił si w literaturze oraz zaczł by stosowany w praktyce w drugiej

połowie lat osiemdziesitych XX wieku5. Szczególnie zainteresowane wykorzystaniem tego wskanika były banki centralne stosujce strategi bezporedniego celu inflacyjnego.

Indeks MCI moemy opisa wzorem:

) ( ) ( _{0 2 0} 1 r r q q MCI_t=

α

α

r – realna stopa procentowa w okresie t,

0

r – realna stopa procentowa w okresie bazowym, t

q – logarytm realnego kursu walutowego w okresie t,

0

q – logarytm realnego kursu walutowego w okresie bazowym.

Z równania (7) wynika, e indeks MCI to rednia waona zmian realnego kursu walutowego i zmian stopy procentowej wzgldem okresu bazowego. Taka posta indeksu restrykcyjnoci polityki pieninej oznacza, e w małej gospodarce otwartej zmiany w polityce pieninej znajduj najszybszy wpływ na gospodark poprzez kanały stopy procentowej oraz kursu walutowego.

W literaturze znale mona zmodyfikowany wskanik MCI nastpujcej postaci: ) ( ) ( _{0 2 0} 1 r r q q MCI_t=

α

α

∆ _{– zmiana dynamiki lub przyrost realnego kursu walutowego wzgldem} okresu bazowego zazwyczaj w cigu 1 roku.

Według A. Kota, wyznaczanie MCI przy wykorzystaniu równania (8) moe prowadzi do przekłama i nieporozumie odnonie stopnia restrykcyjnoci polityki monetarnej.

Przy interpretacji MCI zasadnicze znaczenie ma kierunek jego zmian a nie warto bezwzgldna indeksu. Oprócz MCI wyraanego w kategoriach realnych w literaturze znale mona indeks MCI w ujciu nominalnym. Jest on wyznaczany w oparciu o redni waon nominalnych stop procentowych oraz nominalnego kursu walutowego.

Wartoci parametrów 1 oraz 2 przedstawionych w równaniach (7)–(8) s

wykorzystywane do oceny stopnia otwartoci gospodarki. W tym celu oblicza si MCI −ratio6

:

5

A. Kot, Metody kwantyfikacji restrykcyjnoĞci polityki monetarnej, fiskalnej oraz policy mix w krajach akcesyjnych, „Bank i Kredyt”, nr 6, 2003, s. 20.

2 1

α

α

Wskanik MCI −ratio informuje o ile procent zmieni si realny kurs walutowy, na skutek zmiany realnej stopy procentowej o 1 punkt procentowy w kontekcie wpływu na aktywno gospodarcz i inflacj. Im wysza jest wysoko MCI −ratio tym bardzie zamknita jest dana gospodarka.

Podstawowe znaczenie dla oszacowania indeksu MCI ma odpowiednie ustalenie wartoci parametrów

α

2

α

jest przy wykorzystaniu: duych modeli makroekonomicznych; strukturalnych lub modeli VAR (wektorowo – autoregresyjnych) oraz na podstawie krzywej IS lub krzywej Phillipsa. Jednym ze sposobów wyznaczania wartoci współczynnika

α

równym stosunkowi wartoci wymiany zagranicznej kraju do PKB.

CHARAKTER POLITYKI PIENI NEJ A TENDENCJE ZMIAN BEZROBOCIA RÓWNOWAGI W LATACH 1998–2009

Przejdmy zatem do analizy charakteru polityki pieninej w Polsce w badanym okresie. Na wykresie 3 przedstawiono dane o poziomie realnych stóp procentowych i realnego efektywnego kursu walutowego w Polsce w latach 1998–2009. Realn stop procentow zdefiniowano jako trzymiesiczn stop procentow WIBOR pomniejszon o wskanik CPI. Dane o poziomie realnego kursu walutowego otrzymano ze strony internetowej BIS7.

6

A. Kot, Metody kwantyfikacji…, op. cit., s. 22.

Wykres 1. Poziom realnych stop procentowych i realnego kursu walutowego w Polsce w latach 1998–2009

ródło: Obliczenia własne na podstawie danych GUS, BIS oraz danych ze strony internetowej

www.money.pl.

Jak wynika z wykresu 1, realny efektywny kurs walutowy charakteryzował si zmienn tendencj w badanym okresie. W 1998 roku wystpił spadek realnego kursu walutowego, w latach 1999–2001 natomiast nastpowała sukcesywna aprecjacja polskiej waluty. Od 2002 roku do 2004 roku tendencja wzrostowa kursu złotego uległa odwróceniu. Od 2004 roku do III kwartału 2008 roku złoty znajdował si w silnym trendzie wzrostowym w stosunku do głównych walut. Silne osłabienie złotego zapocztkowane pod koniec 2008 roku zostało zahamowane w II kwartale 2009 roku.

Z wykresu 1 wynika, e w całym analizowanym okresie wystpiły znaczne wahania realnej stopy procentowej. Od 1998 roku do I kwartału 2000 roku wystpiła dosy silna tendencja spadkowa realnej stopy procentowej w Polsce. Od II kwartału 2000 roku do III kwartału 2001 roku wystpił wzrost realnej stopy procentowej (była ona o prawie 2 punkty procentowe wysza w III kwartale 2001 w porównaniu do II kwartału 2000 roku). Od III kwartału 2001 roku do I kwartału 2005 roku realna stopa procentowa zmniejszyła si o ok. 6,85 punktu procentowego. Od II kwartału 2005 roku do III kwartału 2007 roku wystpił z pewnymi wahaniami powolny wzrost realnej stopy procentowej. Tendencja wzrostowa realnej stopy procentowej uległa odwróceniu pod koniec 2007 roku. 0 2 4 6 8 10 12 14 1 9 9 8 1 9 9 9 2 0 0 0 2 0 0 1 2 0 0 2 2 0 03 2 0 0 4 2 0 0 5 2 0 06 2 0 07 2 0 0 8 2 00 9 R e al n a st o p a p ro ce n to w a (w % ) 0 20 40 60 80 100 120 140 R ea ln y e fe k ty w n y k u rs w al u to w y

Wykres 2. Wartoci wskanika MCI w Polsce w latach 1998–2009
ródło: Jak do wykresu 1; obliczenia własne.

Na wykresie 2 przedstawiono dane o wysokoci wskanika MCI

oszacowanego w oparciu o równanie (7). Do oblicze wskanika MCI jako okres bazowy przyjto IV kwartał 2007 roku. Przyjmujemy, zgodnie z oszacowaniami publikowanymi przez NBP, e parametr

α

a parametr

α

procentowy realnej stopy procentowej ma taki sam wpływ jak zmiana realnego kursu walutowego o 2 punkty procentowe. Naley jednak pamita , e okres bazowy powinien charakteryzowa si neutraln polityk pienin. Z wykresu 2 wynika, e restrykcyjno polityki pieninej w Polsce malała od 1998 roku do III kwartału 1999 roku. W latach 2000–2001 nastpiła znaczne zacienienie polityki pieninej realizowanej przez NBP. Od koca 2001 roku do I kwartału 2004 roku z pewnymi wahaniami malał stopie restrykcyjnoci polityki pieninej. Od II kwartału 2004 do koca 2005 roku wystpił dosy znaczy wzrost indeksu MCI, co wskazuje na zacienianie polityki pieninej w tym okresie. Z siln tendencj wzrostowa wskanika MCI mielimy do czynienia od IV kwartału 2006 roku do III kwartału 2008 roku. Poluzowanie polityki

8_{Raport o inflacji w III kwartale 2003 r., Rada Polityki Pieninej, NBP, 2003.}

-8 -6 -4 -2 0 2 4 6 8 10 1 9 9 8 .0 1 1 9 9 9 .0 1 2 0 0 0 .0 1 2 0 0 1 .0 1 2 0 0 2 .0 1 2 0 0 3 .0 1 2 0 0 4 .0 1 2 0 0 5 .0 1 2 0 0 6 .0 1 2 0 0 7 .0 1 2 0 0 8 .0 1 2 0 0 9 .0 1

pieninej nastpiło w IV kwartale 2008 roku, co było spowodowane wiatowym kryzysem finansowym.

0,0 5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 ur us uf

* ur – stopa bezrobocia równowagi oszacowana w oparciu o równanie (6); us - stopa bezrobocia równowagi oszacowana w oparciu o równanie (5), uf – faktyczna stopa bezrobocia.

Wykres 3. Faktyczna stopa bezrobocia i stopy bezrobocia równowagi* w Polsce w latach 1998–2009 (w %)

ródło: Dane z BAEL oraz AktywnoĞü Ekonomiczna LudnoĞci Polski IV kwartał 2009, GUS, Warszawa.

Na wykresie 3 przedstawiono tendencje zmian stopy bezrobocia faktycznego oraz stóp bezrobocia równowago oszacowanych w oparciu o formuły(5) i (6) w latach 1998–2009. Z uwagi na to, ze w 1999 roku przeprowadzono badania aktywnoci ekonomicznej ludnoci jedynie w I i IV kwartale nie zostały wyznaczone stopy bezrobocia równowagi w tym roku. Z wykresu 3 wynikaj nastpujce wnioski. Po pierwsze, w całym badanym okresie stopy bezrobocia w równowadze zmieniały si w tym samym kierunku co faktyczna stopa bezrobocia. W latach 1998–2002 wzrostowi faktycznej stopy bezrobocia towarzyszył wzrost obu stop bezrobocia równowagi. W latach 2003–2008 natomiast wraz ze spadkiem faktycznej stopy bezrobocia malały stopy bezrobocia w równowadze. W 2009 roku nastpił wzrost faktycznej stopy bezrobocia (wywołany kryzysem finansowym), któremu odpowiadał wzrost obu stop bezrobocia równowagi. Po drugie, prawie w całym analizowanym okresie

(z wyjtkiem 2001 roku) faktyczna stopa bezrobocia przewyszała poziom obu stop bezrobocia w warunkach stanu stacjonarnego (równowagi).

Wykres 4. Rónice midzy faktyczn stopa bezrobocia i oszacowanymi stopami bezrobocia równowagi w Polsce w latach 1998–2009 (w p.p.)

ródło: Dane z BAEL oraz AktywnoĞü Ekonomiczna LudnoĞci Polski IV kwartał 2009, GUS, Warszawa, obliczenia własne.

Na wykresie 4 przedstawiono rónice midzy faktyczn stopa bezrobocia a oszacowanymi stopami bezrobocia w warunkach stanu stacjonarnego w latach 1998–2009. W latach 2000–2001 malała rónica midzy faktyczn stop bezrobocia a stopami bezrobocia w równowadze. W 2001 roku faktyczna stopa bezrobocia była nisza od obu stop bezrobocia równowagi. Od 2002 roku do 2006 roku wystpiła tendencja wzrostowa rónicy midzy faktyczn stopa bezrobocia, a stopa bezrobocia oszacowan w oparciu o równanie (6). W latach 2007–2009 nastpił spadek nadwyki stopy bezrobocia faktycznego nad stop bezrobocia równowagi oszacowan w oparciu o formuł (6).

Rónica midzy faktyczn stop bezrobocia a stop bezrobocia w równowadze oszacowan w oparciu o równanie (5) rosła do 2005 roku. W 2006 roku nastpił nieznaczny jej spadek. W latach 2006–2007 obserwujemy nieznaczny wzrost nadwyki faktycznej stopy bezrobocia ponad stop bezrobocia równowagi oszacowan w oparciu o równanie (5). Od 2007 roku nastpował sukcesywny spadek nadwyki stopy bezrobocia faktycznego ponad

-1,00 0,00 1,00 2,00 3,00 4,00 5,00 6,00 7,00 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 uf - ur uf-us

stop bezrobocia w warunkach stanu stacjonarnego oszacowanej w oparciu o formuł (5). W 2009 roku faktyczna stopa bezrobocia była zbliona do obu stop bezrobocia w równowadze.

Na wykresie 5 przedstawiono zaleno midzy wskanikiem MCI

obliczonym dla IV kwartału danego roku a stop bezrobocia w równowadze w poprzednim roku. Z wykresu tego wynika, e w badanych latach wystpowała słaba ujemna zaleno midzy wskanikiem MCI a poziomem stopy bezrobocia w równowadze. Wskanik korelacji midzy tymi wielkociami kształtował si na poziomie -0,227. Znaczne rozproszenie punktów na wykresie nie pozwala jednak na wycignicie jednoznacznych wniosków odnonie wpływu zmian poziomu bezrobocia równowagi na stopie restrykcyjnoci polityki pieninej. Trzeba te zwróci uwag, e podstawowym celem polityki pieninej jest utrzymanie stabilnego poziomu cen.

* wartoci indeksu MCI dla IV kwartału; wartoci stopy bezrobocia równowagi to rednie kwartalne stóp bezrobocia równowagi w danym roku.

Wykres 5. Zaleno midzy wskanikiem MCI w danym okresie a stop bezrobocia w równowadze w poprzednim

okresie obliczon w oparciu o równanie (5) w latach 2000–2009*

ródło: Dane z BAEL oraz AktywnoĞü Ekonomiczna LudnoĞci Polski IV kwartał 2009, GUS, Warszawa, obliczenia własne.

-6,0 -4,0 -2,0 0,0 2,0 4,0 6,0 8,0 0 5 10 15 20 25

S topa bezrobocia w równowadze w poprzednim okresie

In d ek s M C I w d a n ym o k re si e

Wykres 6. Zaleno midzy wskanikiem MCI w danym okresie a rónic midzy stop bezrobocia faktycznego

oraz stop bezrobocia w równowadze w poprzednim okresie obliczon w oparciu o równanie (5) w latach 2000–2009*

ródło: Dane z BAEL oraz AktywnoĞü Ekonomiczna LudnoĞci Polski IV kwartał 2009, GUS, Warszawa, obliczenia własne.

Podobne wnioski wynikaj z analizy danych przedstawionych na wykresie 6. W latach 2000–2009 wystpowała bardzo słaba ujemna zaleno midzy indeksem MCI a rónica midzy stop bezrobocia faktycznego i stopa bezrobocia w równowadze (w poprzednim okresie). Współczynnik korelacji midzy analizowanymi wielkociami na wykresie wyniósł -0,137.

ZAKOCZENIE

Z przeprowadzonych rozwaa wynikaj nastpujce wnioski. W latach 1998–2009 poziom bezrobocia równowagi oszacowany w oparciu o metody przepływów zmieniał si w tym samym kierunku co faktyczna stopa bezrobocia. Moe to wskazywa na wystpowanie efektu histerezy bezrobocia w polskiej gospodarce. Jednake ta hipoteza wymaga odrbnej analizy. Co wicej, prawie w całym okresie (z wyjtkiem 2001 roku) poziom faktycznej stopy bezrobocia

-6 -4 -2 0 2 4 6 8 -1 0 1 2 3 4 5 6 7

Róznica miedzy faktyczn stop bezrobocia a stop bezrobocia w równowadze w poprzednim okresie I nd e k s M C I w d an y m o k re si e

przewyszał poziom bezrobocia równowagi, co moe sugerowa , e polityka pienina prowadzona przez NBP była zbyt restrykcyjna. Jednake trzeba zauway , e podstawowym celem NBP jest utrzymywanie inflacji na niskim, stabilnym poziomie.

Z analizy indeksów MCI wynika, e w badanym okresie zmieniał si stopie restrykcyjnoci polityki pieninej. W latach 2000–2009 wystpowała słaba ujemna zaleno midzy indeksem MCI a poziomem stopy bezrobocia w równowadze. Bardzo krótki analizowany okres oraz due rozproszenie próby nie pozwala jednak wysnucie jednoznacznych wniosków odnonie wpływu bezrobocia równowagi na poziom restrykcyjnoci polityki pieninej w badanym okresie.

LITERATURA

AktywnoĞü ekonomiczna ludnoĞci Polski, IV kwartał 2009, Warszawa, GUS oraz strona internetowa GUS.

Ehrenberg R. G., Smith R. S., Modern Labor Economics: Theory and

Public Policy, Harper Collin College Publishers, New York 1994.

Kamierczak A., Polityka pieniĊĪna w gospodarce otwartej, Wydawnictwo

Naukowe PWN, Warszawa 2008.

Kot A., Metody kwantyfikacji restrykcyjnoĞci polityki monetarnej, fiskalnej

oraz policy mix w krajach akcesyjnych, „Bank i Kredyt”, nr 6, 2003.

Marston S. T., Employment Instability and High Unemployment Rates,

The Brookings Papers and Economic Activity, no. 1/1976.

Socha M., Sztanderska U., Strukturalne podstawy bezrobocia w Polsce,

Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 2000.

Wojtyna A., SkutecznoĞü polityki pieniĊĪnej, Cykl wykładów dziekaskich:

„Gospodarka i społeczestwo”, Wydawnictwo Uniwersytetu Łódzkiego, Łód 2004.

Leszek Kucharski

MONETARY POLICY AND EQUILIBRIUM UNEMPLOYMENT IN POLAND Abstract

The purpose of this paper is to present the equilibrium level of unemployment in Poland and examine whether the changes in it affected the degree of restrictiveness of monetary policy between 1998 and 2009.

An estimation based on the flow methods within those years, showed that the equilibrium level of unemployment, shifted in the same direction as the actual rate of unemployment. This may indicate the occurrence of hysteresis effect in unemployment in the Polish economy; however, this hypothesis requires a separate analysis. In addition, What's more, during almost the whole period (except for 2001) the level of the actual unemployment rate exceeded the level of equilibrium unemployment. This may suggest that the monetary policy conducted by the NBP was too restrictive.

An analysis of the MCI indices showed that the degree of restrictiveness of monetary policy was changing over the period stance. During that time there was a very weak negative correlation between MCI index (which measures the degree of restrictiveness of monetary policy) and the level of equilibrium unemployment.