[ Pobierz całość w formacie PDF ]
miesiàc poprzedniego roku=100
5
LM1 logarytm agregatu podaÝy pieniàdza M1, indeks liczony dla zmian realnych, NBP
miesiàc poprzedniego roku=100
LM2 logarytm agregatu podaÝy pieniàdza M2, indeks liczony dla zmian realnych, NBP
miesiàc poprzedniego roku=100
CA bilans rachunku obrotów bieÝàcych jako % produkcji sprzedanej przemys"u NBP
LBB logarytm wyniku budÝetu pa’stwa jako % produkcji sprzedanej przemys"u NBP
LKREPG logarytm naleÝnoÊci od podmiotów gospodarczych w bankach komercyjnych, NBP
indeks miesiàc poprzedniego roku=100
LKREOG logarytm naleÝnoÊci od podmiotów gospodarczych i osób prywatnych w bankach komercyjnych, NBP
indeks miesiàc poprzedniego roku=100
RozwaÝanych jest kilka specyfikacji regu"y polityki monetarnej, od oryginalnej regu"y Taylor a
(5.1)
przez jej antycypacyjnà wersj´, w której inflacja bieÝàcego okresu zastàpiona jest oczekiwaniami in-
flacyjnymi o horyzoncie rocznym
(5.2)
aÝ po rozszerzenie obu powyÝszych specyfikacji o kurs walutowy
(5.3)
MATERIA¸Y I STUDIA ZESZYT 148 29
Funkcja reakcji Rady Polityki Pieni´Ýnej
(5.4)
Analiza stacjonarnoÊci szeregów czasowych rozwaÝanych zmiennych, przeprowadzona
na podstawie wyników rozszerzonego testu Dickey a-Fuller a, wykazuje, Ýe szeregi zmiennych wyst´-
pujàcych w równaniach 5.1 5.4 sà zintegrowane w stopniu pierwszym, patrz tabela 5.2.
Tabela 5.2
Wyniki testu ADF ze sta"à i trendem
Zmienna WartoÊç Zastosowana LM Poziom
statystyki ADF liczba opóênie’ test istotnoÊci
I28 -2,1632 3 - -
LCPI -1,3905 1 - -
LCPIF -0,6887 0 - -
LCPIFR -1,917 1 - -
LIPPSAG -1,5615 1 - -
LREER -3,0165 1 - -
DI28 -3,2113* 1 2,8646 0,0905
DLCPI -4,0558** 0 0,0870 0,7670
DLCPIF -5,8812*** 0 0,7285 0,3933
DLCPIR -4,4716*** 0 0,1127 0,7369
DLIPPSAG -10,4092*** 0 0,4843 0,4865
DLREER -4,8881*** 1 2,9849 0,0841
* , **, *** oznaczajà odpowiednio, Ýe hipoteza o pierwiastku jednostkowym zosta"a odrzucona na poziomie istotnoÊci 10%, 5% i 1%.
5 D" oznacza przyrost zmiennej.
Liczba opóênie’ w teÊcie ADF zosta"a okreÊlona na podstawie kryteriów informacyjnych Aka-
ike a i Schwartz a (patrz aneks II). Dodatkowo dwie ostatnie kolumny tabeli 5.2 zawierajà wyniki te-
stu na korelacj´ reszt z równania testu ADF. Istnienie takiej korelacji oznacza"oby potrzeb´ dodania
kolejnych opóênie’ w teÊcie na pierwiastek jednostkowy. Dla przedstawionych w tabeli 5.2 opóê-
nie’ testu ADF nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej o braku autokorelacji pierwszego
stopnia dla 5% poziomu istotnoÊci dla Ýadnej zmiennej.
Wykazana niestacjonarnoÊç zmiennych nakazuje przekszta"cenie ich szeregów do szeregów
stacjonarnych przed przystàpieniem do estymacji. Jest to warunek konieczny poprawnego wniosko-
wania statystycznego. Szeregami stacjonarnymi sà pierwsze przyrosty rozwaÝanych zmiennych. Es-
tymacja równa’ 5.1 5.4 klasycznà metodà najmniejszych kwadratów, w których poziomy zmien-
nych zastàpione sà na przyrosty daje jednak bardzo z"e wyniki (patrz aneks II). Oszacowania
parametrów sà w wielu przypadkach niezgodne z teorià ekonomicznà, a wspó"czynnik determina-
cji R2 jest we wszystkich wariantach ujemny. Testy diagnostyczne na heteroskedastycznoÊç, autoko-
relacj´ i normalnoÊç rozk"adu reszt nie odrzucajà przy tym kolejnych hipotez zerowych o braku kaÝ-
dego z tych problemów. Dodanie do równa’ pierwszego opóênienia zmiennej wyjaÊnianej, tj.
przyrostu stopy procentowej minionego okresu, w nadziei na polepszenie dopasowania modelu nie
przynosi poprawy wyników. Test na autokorelacj´ drugiego rz´du dla wszystkich tak rozszerzonych
równa’ nie pozwala odrzuciç hipotezy zerowej o braku autokorelacji drugiego rz´du.
Wyniki takie naleÝy interpretowaç jako znak, Ýe rozwaÝane zmienne wyjaÊniajàce nie zawie-
rajà jakiÊ istotnych informacji o kszta"towaniu si´ zmiennej objaÊnianej. Na podstawie rozdzia"u
czwartego tej pracy moÝna podejrzewaç, Ýe informacje takie mogà zawieraç inne zmienne makro-
ekonomiczne, takie jak: saldo rachunku obrotów bieÝàcych bilansu p"atniczego, wynik budÝetu
pa’stwa, agregaty podaÝy pieniàdza M0, M1 i M2 oraz wolumen udzielonych kredytów podmio-
tom gospodarczym i osobom prywatnym (aproksymowany tutaj wielkoÊcià naleÝnoÊci od podmio-
tów gospodarczych i osób prywatnych w bankach komercyjnych). Weryfikacja tego za"oÝenia opar-
ta jest na wynikach estymacji ogólnà metodà momentów równa’,
30 N a r o d o w y B a n k P o l s k i
Funkcja reakcji Rady Polityki Pieni´Ýnej
(5.5)
(5.6)
(5.7)
(5.8)
Zamiast wykorzystania danych ankietowych o oczekiwaniach inflacyjnych przyjmuje si´ tu za-
"oÝenie o racjonalnoÊci oczekiwa’
gdzie to losowy b"àd formu"owania oczekiwa’, za Clarida et al. (1998). Sta"y zbiór instrumen-
tów, obejmujàcy opóênienia 1-3 zmiennych wyst´pujàcych po prawej stronie równania, jest kolej-
[ Pobierz całość w formacie PDF ]
© 2009 ...coÅ› siÄ™ w niej zmieniÅ‚o, zmieniÅ‚o i zmieniaÅ‚o nadal. - Ceske - Sjezdovky .cz. Design downloaded from free website templates