Pobierz - mikroekonomia.net

Maria Piotrowska
ROZDZIAŁ 18
CHARAKTERYSTYKA TRANSMISJI POLITYKI MONETARNEJ
W POLSCE
Wprowadzenie
Istnieje bogata literatura prezentująca wyniki badań na temat mechanizmu transmisji
monetarnej, przeprowadzonych przy pomocy modelu wektora autoregresji (model VARs–
Vector Autoregressions (VARs)). Model ten pozwala na zbadanie efektów makroekonomicznych spowodowanych nieoczekiwaną zmianą stopy procentowej, która podlega wpływowi
decyzji banku centralnego. Omówienie rezultatów badań w odniesieniu do mechanizmu
transmisji monetarnej w USA można znaleźć w artykułach przeglądowych następujących
autorów, np.: Leeper, Sims, Zha (1998), Christiano, Eichenbaum, Evans (2000). Podobne
badania zostały przeprowadzone dla krajów, które weszły do strefy euro. Przegląd rezultatów
oferuje Angeloni i inni (2002). Można je porównać z wynikami uzyskanymi przez Working
Group on Econometric Modelling, która przeprowadziła eksperyment symulujący reakcje
gospodarek strefy euro na zmianę wspólnej polityki monetarnej, wykorzystując modele makroekonomicznej dużej skali, którymi dysponują banki centralne należące do Eurosystemu.
Wyniki tego eksperymentu omawia Els i inni (2001).
Badania dotyczące transmisji polityki monetarnej powinny być przeprowadzone również w krajach, które przygotowują się do przystąpienia do Unii Gospodarczej i Walutowej.
Celem artykułu jest zbadanie, które z cech charakteryzujących transmisję monetarną są właściwe mechanizmowi transmisji monetarnej w Polsce. Analizie zostały poddane reakcje produkcji, cen, realnego kursu walutowego, inwestycji oraz konsumpcji na nieoczekiwane zacieśnienie polityki monetranej. Badanie zostało przeprowadzone w oparciu o analizę VARs
(Vector Autoregressions).
Struktura artykułu jest następująca: w pierwszej części są przedstawione hipotezy dotyczące transmisji polityki monetarnej oraz rezultaty weryfikacji tych hipotez prezentowane w
literaturze przedmiotu w odniesieniu przede wszystkim do krajów strefy euro; druga część
zawiera opis modelu VARs użytego w badaniu cech transmisji monetarnej w Polsce a następnie omówienie uzyskanych wyników; na zakończenie podane są cechy właściwe mechanizmowi transmisji polityki monetarnej w Polsce.
Hipotezy dotyczące transmisji polityki monetarnej
Bernanke i Gertler (1995), wykorzystując model VARs (Vector of AutoregressionsWektor Autoregresji), sformułowali cztery cechy charakteryzujące reakcję gospodarki na
szoki monetarne :
1) zacieśnienie polityki monetarnej powoduje w krótkim horyzoncie czasowym wyraźny
spadek zarówno produkcji jak i poziomu cen,
2) spadek zagregowanego popytu powoduje spadek produkcji przy czym poziom zapasów staje się buforem;
3) inwestycje mieszkaniowe są tym składnikiem zagregowanego popytu, który reaguje
szybciej, niż popyt konsumpcyjny na zacieśnianie polityki monetarnej;
4) inwestycje firm w aktywa stałe reagują najwolniej, zwłoka jest dłuższa niż dla zagre-
204
Maria Piotrowska
gowanego popytu i podaży .
Większość tych cech występuje wyraźnie w strefie euro. Els i inni (2001) podkreślają, że
we wszystkich krajach po podniesieniu stóp procentowych wystąpił spadek produkcji i cen.
W modelach narodowych szczyt skumulowanego spadku produkcji wystąpił po 2 latach , a
poziomu cen 2 lata później, odzwierciedlając fakt, że w większości modeli ceny reagują wolniej i w większym stopniu w odpowiedzi na zmiany w poziomie aktywności gospodarczej.
Reakcja popytu konsumpcyjnego wpływa na zwolnienie aktywności gospodarczej, jednak
tylko w niektórych krajach. Els i inni (2001) zauważają tylko jedno istotne odstępstwo od
zasad sformułowanych przez Bernanke-Gertler’a, a mianowicie: inwestycje firm w aktywa
stałe szybciej i w większym stopniu niż inwestycje mieszkaniowe reagują na wzrost stóp procentowych; być może ze względu na ich dużą elastyczność względem kosztów kapitału w
strefie euro (patrz badania empiryczne, np. BIS (1995)
Podobne wnioski zaprezentowali Peersman i Smets (2001), opierając się na wynikach
oszacowania modeli VAR dla strefy euro w latach 1980 – 1998. Spadek produkcji w odpowiedzi na szokowy, nieoczekiwany wzrost krótkoterminowych stóp procentowych osiąga
szczyt po 3 do 5 kwartałach, po czym powoli wraca do poziomu z przed szoku. Ceny reagują
wolniej, ich widoczny spadek pojawia się dopiero kilka kwartałów po spadku produkcji, ale
reakcja cen jest trwalsza. Spadek produkcji jest spowodowany przede wszystkim ograniczeniem inwestycji, które reaguję na szok monetarny silniej niż PKB. Na spadek produkcji
wpływa również ograniczenie prywatnej konsumpcji, ale wpływ ten jest znacznie mniejszy
niż inwestycji. Powyższe wyniki oszacowania modeli VARs dla całej strefy euro odpowiadają
rezultatom dla poszczególnych krajów tej strefy, zaprezentowanym przez Mojon’a i Peersman’a (2001). W wypadku każdego z badanych krajów szokowy wzrost krótkookresowych
stóp procentowych prowadził do spadku produkcji, którego szczyt występowało po ok. 4
kwartałach i stopniowego spadku cen. Reakcja inwestycji była silniejsza niż popytu konsumpcyjnego.
Wyniki opublikowane przez Angeloni’ego i inni (2001) również podkreślają, że inwestycje są głównym elementem odpowiedzialnym za spadek produkcji spowodowany zacieśnianiem polityki monetarnej. Zaznaczają oni, że jest to cecha różniąca mechanizm transmisji
strefy euro od USA, gdzie elementem odpowiedzialnym jest spadek konsumpcji.
Wszystkie wnioski podkreślają odroczoną reakcję cen w stosunku do produkcji. Sugeruje
to konieczność badań oddziaływania transmisji monetarnej na wydatki i produkcję, a nie tylko na ceny, jakkolwiek to właśnie stabilizacja cen jest głównym celem polityki monetarnej
Polityka monetarna może wpływać na kursy walutowe. Gdy mamy do czynienia z systemem płynnych kursów walutowych, restrykcyjna polityka monetarna prowadzi do aprecjacji
zarówno nominalnego, jak i realnego kursu. Ta aprecjacja może w dwojaki sposób oddziaływać na wydatki: pierwszy to względny efekt cenowy –aprecjacja waluty krajowej ogranicza
popyt na produkty krajowe, które stają się droższe niż zagraniczne; drugi to efekt bilansu –
jeśli obywatele i firmy danego kraju są dłużnikami zagranicy, to duża aprecjacja kursu może
poprawić ich pozycję bilansu poprzez spadek kosztów obsługi kredytów walutowych i tym
samym skłonić zarówno firmy, jak i klientów indywidualnych do zwiększenia wydatków.
Peersman i Smets (2001) badając transmisję monetarną strefy euro stwierdzili, że szokowy
wzrost krótkookresowych stóp procentowych prowadzi do realnej aprecjacji kursu walutowego.
Model VAR dla Polski
Jakie są podstawowe cechy transmisji polityki monetarnej w polskiej gospodarce ? W
celu uzyskania odpowiedzi na to pytanie został oszacowany model VARs, w którym przyjęto
3-miesięczną stopę procentową rynku międzybankowego jako stopę procentową polityki
Charakterystyka transmisji polityki monetarnej w Polsce
205
monetarnej. Wektor zmiennych endogenicznych, Yt, zawiera następujące zmienne: realny
PKB (yt), poziom cen towarów konsumpcyjnych (pt), agregat pieniężny M2 (mt), nominalną
3-miesięczną międzybankową stopę procentową (st) i realny kursu PLN/USD [xt = nominalny
kurs x (CPI USD/CPI)].
Yt = [yt, pt, mt, st, xt]
[1]
Szok monetarny jest określany poprzez standardową dekompozycję Choleskiego,
przy zmiennych uporządkowanych jak w równaniu [1]. Przyjęto założenie, że szok nie ma
wpływu na bieżący poziom produkcji, cen i agregatu pieniężnego. Umiejscowienie w wektorze zmiennych realnego kursu walutowego na ostatnim miejscu, po stopie procentowej, jest
uzasadnione tym, że w badanym okresie obowiązywały zmienne kursy walutowe. Można zatem założyć, że szoki monetarne wpływały od razu na kurs walutowy, natomiast stopa procentowa polityki monetarnej nie zareagowała natychmiast na zmiany realnego kursu walutowego.
Model VAR jest szacowany na podstawie danych kwartalnych w okresie 1995;1 –
2004;3. Dane są wyrażone w logarytmach, z wyjątkiem stopy procentowej, która jest wyrażona w poziomie. Dane nie są dostosowane sezonowo. Użyto testu ilorazu wiarygodności (LR)
do określenia liczby opóźnień. Ustalono 4-kwartalne opóźnienia. Stabilność modelu zweryfikowano przy pomocy testu Chow’a N-krokowej prognozy. Nie ma dowodów niestabilności
na 5% poziomie istotności.
Wpływ polityki monetarnej na produkcję, ceny oraz realny kurs walutowy w Polsce
Rysunek 1. przedstawia wpływ szoku monetarnego o wielkości jednego odchylenia
standardowego na: realny PKB, poziom cen konsumpcyjnych, agregat monetarny M2,
3-miesięczną międzybankową stopę procentową i realny kurs walutowy (PLN/USD).
Typowy szok monetarny w strefie euro wynosi 30 punktów bazowych, ale w pojedynczych krajach strefy jest większy, od 150 punktów (Grecja) do ok. 60 punktów (patrz: Mojon
i Peersman, 2001, Graph 1b, p.31). W Polsce wynosi on 68 punktów bazowych. Cechą odróżniającą reakcję stopy procentowej na szok w Polsce od podobnej w krajach strefy euro są relatywnie duże wahania, które nie występuje w strefie euro. Może to wynikać mniej stabilnym
rynkiem pieniężnym w Polsce.
Analiza wyników modelu VAR dla Polski potwierdza wpływ polityki monetarnej na
poziom produkcji i cen. Nieoczekiwane podniesienie 3-miesięcznej międzybankowej stopy
procentowej obniża poziom produkcji, którego spadek jest największy po 7 kwartałach. Całe
dostosowanie stopy procentowej do szoku monetarnego trwa 3 lata. Ceny reagują spadkiem
znacznie wolniej – wpływ szoku widać dopiero po 1 roku. Spadek cen osiąga swoje minimum
po 2 latach ; ceny wracają do pierwotnego poziomu dopiero po 4 latach.
Ogólnie, wyniki dla Polski potwierdzają oczekiwania co do reakcji cen i produkcji na
szok monetarny. Schemat reakcji jest podobny do tego występującego w krajach strefy euro
(patrz: Mojon i Peersman, 2001, Peersman i Smets, 2001). Zacieśnienie polityki monetarnej
powoduje obniżenie poziomu zarówno produkcji jak i cen. Szczyt reakcji inflacji następuje po
szczycie reakcji produkcji. Wpływ na poziom cen jest trwalszy.
Jednakże występuje istotna różnica. Mimo, że ryzykowne jest porównywanie między
krajami rozmiaru reakcji produkcji i inflacji na szok monetarny, to w przypadku Polski reakcje produkcji i inflacji są wyraźnie słabsze. W badaniach Peersman’a i Smets’a (2001)
szczytowy spadek poziomu produkcji wynosi ok. 15 punktów bazowych w strefie euro jako
całości, a w większości poszczególnych krajów uwzględnionych w badaniu, szczyt spadku
to przedział od 10 do 15 punktów bazowych. W Polsce szczyt spadku PKB to jedynie 0,4
206
Maria Piotrowska
punktu bazowego. Pamiętając, że wielkość szoku monetarnego w Polsce jest podobna do
rozmiaru szoku w poszczególnych krajach strefy euro, tak duża różnica w wielkości reakcji
produkcji sugeruje bardzo słaby wpływ polityki monetarnej na realną sferę gospodarki w Polsce.
W pierwszym roku reakcja poziom cen w polskim modelu VARs charakteryzuje się
tzw. „zagadką cen”, która polega na tym, że restrykcje monetarne powodują krótkookresowy
wzrost cen. Uwzględnienie w modelu wskaźnika cen zaopatrzeniowych, co jest zalecane w
literaturze modeli VARs, nie usunęło tej anomalii. „Zagadkę cen” nie można racjonalnie wytłumaczyć, jeśli rozważa się wpływ restrykcji monetarnych jedynie na zagregowany popyt.
Jeśli natomiast uwzględni się wpływ restrykcji monetarnych na wzrost kosztów produkcji, to
początkowy wzrost inflacji może wystąpić. Firmy muszą bowiem zapłacić za czynniki produkcji przed uzyskaniem wpływów ze sprzedaży, uzupełniają zatem brakujące środki kredytem. Dlatego też podniesienie stóp procentowych podnosi koszty produkcji. Wystąpienie takiego zjawiska sugeruje, że kosztowy kanał transmisji monetarnej w Polsce ma istotne znaczenie.
Wyniki analizy VARs nie wskazują na występowanie tzw. „zagadki płynności”, która
polega na tym, że wzrost agregatu pieniężnego towarzyszy wzrostowi stopy procentowej.
Tego typu dodatnia reakcja zasobu pieniądza na zacieśnienie polityki monetarnej jest bardziej
prawdopodobna jako odpowiedź na szokową zmianę w popycie na pieniądz niż na szokową
zmianę w polityce monetarnej. Rezultaty otrzymane dla Polski są zgodne z oczekiwaniem i
pokazują, że nieoczekiwany wzrost rynkowej stopy procentowej prowadzi do natychmiastowego spadku agregatu pieniężnego M2 (patrz Rysunek 1).
Wyniki dla Polski potwierdzają jeszcze jedną prawidłowość, tzn. zacieśnianie polityki
monetarnej prowadzi, z opóźnieniem o 2 kwartały, do realnej aprecjacji kursu walutowego,
podobnie jak w strefie euro. Realna aprecjacja wpływa znacząco na reakcję poziomu PKB i
cen. Spadek realnego kursu walutowego powoduje spadek popytu na produkty krajowe.
Szczyt reakcji kursu walutowego występuje po 7 kwartałach, podobnie jak szczyt reakcji poziomu produkcji. Wzrost kursu jest również jednym z czynników stymulujących spadek cen
konsumpcyjnych.
Wyniki estymacji modelu VARs dla Polski potwierdzają zasadnicze cechy reakcji gospodarki na szoki monetarne. Jednakże należy podkreślić, że w Polsce wpływ transmisji monetarnej na poziom cen i produkcji jest znacznie słabszy, niż w strefie euro.
207
Charakterystyka transmisji polityki monetarnej w Polsce
Rysunek 1 . Wpływ szoków polityki monetarnej w Polsce (okres estymacji: 1995;1 – 2004;4
kwartał)
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of LRPKB to W3
Response of LCPI95Q1 to W3
.03
.010
.02
.005
.01
.000
.00
-.005
-.01
-.010
-.02
-.03
-.015
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
2
4
Response of LM2 to W3
6
8
10
12
14
16
18
20
16
18
20
Response of W3 to W3
.02
2
.01
1
.00
0
-.01
-1
-.02
-2
-.03
-3
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
16
18
20
2
4
6
8
10
12
14
Response of LR to W3
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
2
4
6
8
10
12
14
Źródło: obliczenia własne
Wyjaśnienia:
lrpkb –
realny PKB
lcpi95q1 – ceny konsumpcyjne
lm2 - agregat pieniężny M2
w3 - 3–miesięczna międzybankowa
rynkowa stopa procentowa
lr - realny kurs walutowy PLN/USD =
= nominally kurs walutowy x (CPI USD/CPI PL)
208
Maria Piotrowska
Wpływ polityki monetarnej na inwestycje i konsumpcję w Polsce
Oszacowanie wpływu polityki monetarnej na inwestycje i konsumpcję wymaga przeanalizowania reakcji składników PKB na szok monetarny. Podstawowy model VARs został
rozszerzony tak, by ocenić wpływ szoku monetarnego na dwa wrażliwe na stopy procentowe
składniki PKB: inwestycje ogółem i zakupy dóbr trwałego użytku. Dodatkową zmienną makroekonomiczną – inwestycje ogółem w pierwszym modelu rozszerzonym i zakupy dóbr
trwałego użytku w drugim modelu rozszerzonym - uwzględniono w bloku zmiennych endogenicznych modelu, jako ostatnią.
Reakcja dodatkowych zmiennych wystąpiła z 3 letnim opóźnieniem w stosunku do
szoku monetarnego, tak jak reakcja PKB (patrz Tablica 1.). Skumulowana reakcja inwestycji
ogółem jest podobna do skumulowanej reakcji PKB (patrz Rysunek 2.). Jednakże siła oddziaływania szoku na inwestycje jest prawie 6-krotnie większa niż na poziom PKB. Natomiast wydatki konsumpcyjne okazały się znacznie mniej wrażliwe na zmianę stopy procentowej niż inwestycje. Reakcja poziomu zakupów dóbr trwałego użytku jest silniejsza niż reakcja PKB tylko w pierwszym roku. Biorąc pod uwagę cały 3-letni okres dostosowania, siła
reakcji zakupów dóbr trwałego użytku jest taka sama jak reakcja PKB. Cały okres dostosowania konsumpcji do szoku monetarnego wynosi 4 lata, podczas gdy okres dostosowania inwestycji – 3 lata, tak jak PKB.
Tablica 1. Skumulowany wpływ szoku monetarnego na składniki PKB w Polsce
Skumulowana
akcja
re- PKB
Inwestycje
I
-0.142
Po 3 latach od szo- -0.025
ku monetarnego
Zakupów
dóbr trwałego użytku
C
-0.026
Współczynnik Współczynnik
skumulowanej skumulowanej
reakcji
reakcji
I/PKB
5.68
C/PKB
1.04
Źródło: Obliczenia własne oparte na wynikach estymacji modelu VARs rozszerzonego o
inwestycje ogółem i zakupy dóbr trwałego użytku
Wykres 2. Wpływ szoku monetarnego na składniki PKB (inwestycje i konsumpcję) w Polsce
(okres estymacji: 1995;1 – 2004;4 kwartał)
Accumulated Response of LRC to Cholesky
One S.D. W3 Innovation
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
-.025
-.030
-.035
-.040
5
10
15
20
Charakterystyka transmisji polityki monetarnej w Polsce
209
Accumulated Response of LRPKB to Cholesky
One S.D. W3 Innovation
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
-.025
-.030
5
10
15
20
Accumulated Response of LRI to Cholesky
One S.D. W3 Innovation
-.02
-.04
-.06
-.08
-.10
-.12
-.14
-.16
5
10
15
20
Źródło: Obliczenia własne
Wyjaśnienia:
LRPKB - realny PKB
LRC - zakupy dóbr trwałego użytku (w cenach stałych)
LRI
- inwestycje (w cenach stałych)
Udział inwestycji i konsumpcji w zmianach PKB wywołanych polityką monetarną
Oszacowania uzyskane powyżej zostały użyte do odpowiedzi na pytanie czy zmiany w
PKB spowodowane szokiem polityki monetarnej są wywołane przede wszystkim zmianami w
inwestycjach i konsumpcji, czyli w dwóch składnikach PKB, które są uważane za wrażliwe
na stopę procentową.
Odpowiedź na to pytanie jest oparta (zgodnie z sugestią Angeloni’ego i innych, 2002)
na ocenie stosunku reakcji inwestycji (lub reakcji zakupów dóbr trwałego użytku) do reakcji
PKB, pomnożonego przez udział inwestycji (lub konsumpcji dóbr trwałego użytku) w PKB.
Rezultaty są zawarte w Tabeli 2.
210
Maria Piotrowska
Tabela 2. Udział zmian inwestycji i konsumpcji dóbr trwałego użytku w reakcji PKB na szok
monetarny (w procentach zmiany PKB)
Inwestycje
Udział skumulowanej reakcji
składnika PKB (tzn. inwestycji lub konsumpcji) na szok
monetarny w skumulowanej
reakcji PKB na szok monetarny*
113
Konsumpcja dóbr trwałego użytku
41
Źródło: Obliczenia autora na podstawie Tabeli 1
Wyjaśnienia: * skumulowana reakcja po trzech latach od wystąpienia szoku monetarnego.
Udział inwestycji jest równy stosunkowi skumulowanej reakcji inwestycji do skumulowanej
reakcji PKB pomnożonemu przez średnią stopę inwestycji (inwestycje/PKB) – wynosząca
20%. Podobne obliczenia odnoszą się do udziału konsumpcji, przy czym średnia stopa konsumpcji (konsumpcja dóbr trwałego użytku/ PKB) wynosiła 40%.
Udział reakcji inwestycji w wyjaśnianiu zmian PKB jest znacznie większy (113%) niż
reakcji konsumpcji (jedynie 40%). Sugeruje to, że dostosowania produkcji do zacieśnienia
polityki monetarnej wynikają głównie ze zmian wywołanych w inwestycjach. Wyjaśnienia
wymaga jednak zaskakująco wysoki udział reakcji inwestycji, tzn. 113%. Inwestycje reagują
znacznie silniej niż należałoby oczekiwać przy danej zmianie PKB. Można wytłumaczyć tę
anomalię rekcją eksportu na zacieśnienie polityki monetarnej (Rysunek 3). Restrykcje monetarne powinny prowadzić do spadku eksportu z powodu aprecjacji kursu walutowego. Jednak
wyniki modelu VARs przewidują istotny wzrost eksportu i w konsekwencji wzrost wyniku
handlu zagranicznego (eksportu netto). Wyjaśnienie może być następujące: zacieśnienie polityki monetarnej prowadzi do spadku krajowego popytu na dobra i usługi. Firmy, które napotykają trudności w sprzedaży swoich produktów na rynku krajowym, są zmuszone do rozszerzenia eksportu, nawet przy występowaniu realnej aprecjacji waluty krajowej. Taka sytuacja została zaobserwowana bardzo wyraźnie w Polsce w okresie recesji 2001-2002.
To nietypowe zachowanie eksportu, tzn. jego wzrost w odpowiedzi na restrykcje monetarne, mogłoby również tłumaczyć znacznie słabszą reakcję PKB na zacieśnienie polityki
monetarnej niż sugerują to wyniki modeli VARs dla krajów strefy euro.
Charakterystyka transmisji polityki monetarnej w Polsce
211
Rysunek 3. Reakcja eksportu na zacieśnienie polityki monetarnej
(okres estymacji: 1995;1 – 2004;4 kwartał)
Response of LREX to Cholesky
One S.D. W3 Innovation
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
-.04
5
10
15
20
Źródło: Obliczenia własne
Wyjaśnienie: LREX- eksport (w cenach stałych)
Wnioski
Wyniki estymacji modelu VARs dla Polski potwierdzają zasadnicze cechy reakcji gospodarki na szoki monetarne. Zacieśnienie polityki monetarnej powoduje obniżenie poziomu
zarówno produkcji jak i cen. Szczyt reakcji inflacji następuje po szczycie reakcji produkcji.
Wpływ na poziom cen jest trwalszy.
Porównanie reakcje inwestycji oraz wydatków konsumpcyjnych z rozmiarem reakcji
produkcji pozwala stwierdzić, że inwestycje są tym składnikiem PKB, który jest istotnie
wrażliwy na zmianę stopy procentowej a zatem to głównie poprzez inwestycje polityka monetarna wpływa na produkcję.
Jednakże należy podkreślić, że w Polsce wpływ transmisji monetarnej na poziom cen i
produkcji jest znacznie słabszy, niż w strefie euro. Słabszą reakcję PKB na zacieśnienie polityki monetarnej w Polsce, w porównaniu do sugerowanych przez modele VARs zmian produkcji w krajach strefy euro, można wyjaśnić nietypową reakcją eksportu. Wyniki modelu
VARs dla Polski przewidują bowiem istotny wzrost eksportu i w konsekwencji wzrost wyniku handlu zagranicznego (eksportu netto) w odpowiedzi na restrykcje monetarne.
Analiza VAR ujawnia również tzw. „zagadkę cen”, która polega na tym, że restrykcje
monetarne powodują krótkookresowy wzrost cen. Ta anomalia sugeruje znaczenie kosztowego kanału transmisji monetarnej w Polsce.
212
Maria Piotrowska
BIBLIOGRAFIA:
1. Angeloni, I., A. Kashyap, B. Mojon and D. Terlizzese (2002) Monetary transmission in
the euro area: Where do we stand?, ECB, Working Paper No. 114.
2. Bernanke, B.S. and M. Gertler (1995) Inside the black box: the credit channel of monetary
policy transmission, Journal of Economic Perspectives, 9, 27-48.
3. Christiano, L., M. Eichenbaum, and C. Evans (2000) Monetary policy shocks: What have
we learned and to what end?, J. Taylor and M. Woodford (eds), Handbook of Macroeconomics, North Holland.
4. Els, P. van, A. Locarno, J. Morgan and J-P. Villetelle (2001) Monetary policy transmission in the euro area: What do aggregate and national structural models tell us?, ECB,
Working Paper, No. 94.
5. Leeper E., C. Sims and T. Zha (1998) What does monetary policy do?, Brookings Papers
on Economic Activity, 2, 1-78.
6. Mojon, B. and G. Peersman (2001) A VAR description of the effects of monetary policy
in the individual countries of the euro area, ECB, Working Paper No. 92.
7. Peersman, G. and F. Smets (2001) The monetary transmission mechanism in the euro
area: More evidence from VAR analysis, ECB, Working Paper No. 91.