217-230

ACTA UNIVERSITATIS LODZIENSIS
FOLIA OECONOMICA 268, 2012
Leszek Kucharski∗
POLITYKA PIENINA 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:
∗ Dr, Uniwersytet Łódzki, Wydział Ekonomiczno-Socjologiczny, Katedra Makroekonomii.
218
Leszek Kucharski
−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:
(ue)U +(ie) I =((eu ) + (ei )) E
(1)
gdzie
ue – stopa odpływu z bezrobocia do zatrudnienia,
ie –stopa odpływu z biernoci zawodowej do zatrudnienia,
eu – stopa odpływu z zatrudnienia do bezrobocia,
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:
(eu ) E +(iu ) I =((ue)+ (ui ))U
(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.
Polityka pienina a bezrobocie równowagi w Polsce
219
E ((eu ) + ei (1 − ( pie))) = U (ue + (ui )( pie))
(3)
gdzie
pie – prawdopodobiestwo (szansa) udanego przejcia z biernoci zawodowej
do zatrudnienia3.
a = (eu ) + (ei )(1 − pie)
oraz
Przyjto
nastpujce
oznaczenia:
b = (ue) + (ui )( pie) . Po podstawieniu wartoci a i b do równania (3) przyjmuje
ono nastpujca posta:
aE = bU
(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:
us =
a
a+b
(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 uss 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:
ur =
s+z
s+h+n
(6)
gdzie
ur – stopa bezrobocia w równowadze,
3
4
pie =
ie
ie + iu
.
M. Socha, U. Sztanderska, Strukturalne podstawy bezrobocia w Polsce, Wydawnictwo
Naukowe PWN, Warszawa 2000.
220
Leszek Kucharski
s = ( EU + EI ) / E
– stopa odpływu z zatrudnienia ( EU – odpływ
z zatrudnienia do bezrobocia; EI – odpływ z zatrudnienia do biernoci
zawodowej),
h = UE / U – stopa odpływu z bezrobocia do zatrudnienia ( UE – odpływ
z bezrobocia do zatrudnienia),
z = ( IU − UI − EI ) /( E + U ) – demograficzny składnik bezrobocia ( IU –
odpływ z biernoci do bezrobocia, UI – odpływ z bezrobocia do biernoci
zawodowej, EI – odpływ z zatrudnienia do biernoci zawodowej),
n – procentowa zmiana zasobu siły roboczej.
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 RESTRYKCYJNOCI POLITYKI PIENINEJ
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
Polityka pienina a bezrobocie równowagi w Polsce
221
połowie lat osiemdziesitych XX wieku5. Szczególnie zainteresowane
wykorzystaniem tego wskanika były banki centralne stosujce strategi
bezporedniego celu inflacyjnego.
Indeks MCI moemy opisa wzorem:
MCI t = α1 (rt − r0 ) + α 2 (qt − q0 )
(7)
gdzie
rt – realna stopa procentowa w okresie t ,
r0 – realna stopa procentowa w okresie bazowym,
qt – logarytm realnego kursu walutowego w okresie t ,
q0 – 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:
MCI t = α1 (rt − r0 ) + α 2 (∆qt − ∆q0 )
(8)
gdzie
∆qt – 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 − ratio 6:
5
A. Kot, Metody kwantyfikacji restrykcyjnoĞci polityki monetarnej, fiskalnej oraz policy mix
w krajach akcesyjnych, „Bank i Kredyt”, nr 6, 2003, s. 20.
222
Leszek Kucharski
MCI − ratio =
α1
α2
(9)
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 α1 oraz α 2 . Zazwyczaj ich wysoko szacowana
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 2 przy kursie walutowym jest ustalenie go na poziomie
równym stosunkowi wartoci wymiany zagranicznej kraju do PKB.
CHARAKTER POLITYKI PIENINEJ 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
7
A. Kot, Metody kwantyfikacji…, op. cit., s. 22.
Bank for International Settlements, www.bis.org/statistics/eer/index.htm [28.04.2010].
223
14
140
12
120
10
100
8
80
6
60
4
40
2
20
0
0
2009
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
Realna stopa procentowa
Realny efektywny kurs walutowy
Realna stopa procentowa (w %)
Polityka pienina a bezrobocie równowagi w Polsce
Realny efektywny kurs walutowy
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.
224
Leszek Kucharski
10
8
6
4
2
0
2009.01
2008.01
2007.01
2006.01
2005.01
2004.01
2003.01
2002.01
2001.01
2000.01
1999.01
1998.01
-2
-4
-6
-8
Wykres 2. Wartoci wskanika 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 α1 wynosi 0,66,
a parametr α 2 wynosi 0,338. Taki stosunek wag oznacza, e zmiana o 1 punkt
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.
Polityka pienina a bezrobocie równowagi w Polsce
225
pieninej nastpiło w IV kwartale 2008 roku, co było spowodowane
wiatowym kryzysem finansowym.
25,0
20,0
15,0
10,0
5,0
0,0
1998
1999
2000
2001
2002
2003
ur
2004
us
2005
2006
2007
2008
2009
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
226
Leszek Kucharski
(z wyjtkiem 2001 roku) faktyczna stopa bezrobocia przewyszała poziom obu
stop bezrobocia w warunkach stanu stacjonarnego (równowagi).
7,00
6,00
5,00
4,00
3,00
2,00
1,00
0,00
-1,00
1998
1999
2000
2001
2002
2003
uf - ur
2004
2005
2006
2007
2008
2009
uf-us
Wykres 4. Ró
nice 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
Polityka pienina a bezrobocie równowagi w Polsce
227
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.
8,0
Indeks M CI w danym okresie
6,0
4,0
2,0
0,0
0
5
10
15
20
25
-2,0
-4,0
-6,0
S topa bezrobocia w równowadze w poprzednim okresie
* wartoci indeksu MCI dla IV kwartału; wartoci stopy bezrobocia równowagi to rednie
kwartalne stóp bezrobocia równowagi w danym roku.
Wykres 5. Zale
no midzy wskanikiem 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.
228
Leszek Kucharski
8
I ndeks M CI w danym okresie
6
4
2
0
-1
0
1
2
3
4
5
6
7
-2
-4
-6
Róznica miedzy faktyczn stop bezrobocia a stop bezrobocia w równowadze w
poprzednim okresie
Wykres 6. Zale
no midzy wskanikiem MCI w danym okresie
a ró
nic 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
Polityka pienina a bezrobocie równowagi w Polsce
229
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.
Kamierczak 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.
230
Leszek Kucharski
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.