[ Pobierz całość w formacie PDF ]
miesi�c poprzedniego roku=100
5
LM1 logarytm agregatu poda�y pieni�dza M1, indeks liczony dla zmian realnych, NBP
miesi�c poprzedniego roku=100
LM2 logarytm agregatu poda�y pieni�dza M2, indeks liczony dla zmian realnych, NBP
miesi�c poprzedniego roku=100
CA bilans rachunku obrotów bie��cych jako % produkcji sprzedanej przemys"u NBP
LBB logarytm wyniku bud�etu pa�stwa jako % produkcji sprzedanej przemys"u NBP
LKREPG logarytm nale�no�ci od podmiotów gospodarczych w bankach komercyjnych, NBP
indeks miesi�c poprzedniego roku=100
LKREOG logarytm nale�no�ci od podmiotów gospodarczych i osób prywatnych w bankach komercyjnych, NBP
indeks miesi�c poprzedniego roku=100
Rozwa�anych jest kilka specyfikacji regu"y polityki monetarnej, od oryginalnej regu"y Taylor a
(5.1)
przez jej antycypacyjn� wersj�, w której inflacja bie��cego okresu zast�piona jest oczekiwaniami in-
flacyjnymi o horyzoncie rocznym
(5.2)
a� po rozszerzenie obu powy�szych specyfikacji o kurs walutowy
(5.3)
MATERIA�Y I STUDIA ZESZYT 148 29
Funkcja reakcji Rady Polityki Pieni��nej
(5.4)
Analiza stacjonarno�ci szeregów czasowych rozwa�anych zmiennych, przeprowadzona
na podstawie wyników rozszerzonego testu Dickey a-Fuller a, wykazuje, �e szeregi zmiennych wyst�-
puj�cych w równaniach 5.1 5.4 s� zintegrowane w stopniu pierwszym, patrz tabela 5.2.
Tabela 5.2
Wyniki testu ADF ze sta"� i trendem
Zmienna Warto�� Zastosowana LM Poziom
statystyki ADF liczba opó�nie� test istotno�ci
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
* , **, *** oznaczaj� odpowiednio, �e hipoteza o pierwiastku jednostkowym zosta"a odrzucona na poziomie istotno�ci 10%, 5% i 1%.
5 D" oznacza przyrost zmiennej.
Liczba opó�nie� w te�cie ADF zosta"a okre�lona na podstawie kryteriów informacyjnych Aka-
ike a i Schwartz a (patrz aneks II). Dodatkowo dwie ostatnie kolumny tabeli 5.2 zawieraj� wyniki te-
stu na korelacj� reszt z równania testu ADF. Istnienie takiej korelacji oznacza"oby potrzeb� dodania
kolejnych opó�nie� w te�cie na pierwiastek jednostkowy. Dla przedstawionych w tabeli 5.2 opó�-
nie� testu ADF nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej o braku autokorelacji pierwszego
stopnia dla 5% poziomu istotno�ci dla �adnej zmiennej.
Wykazana niestacjonarno�� zmiennych nakazuje przekszta"cenie ich szeregów do szeregów
stacjonarnych przed przyst�pieniem do estymacji. Jest to warunek konieczny poprawnego wniosko-
wania statystycznego. Szeregami stacjonarnymi s� pierwsze przyrosty rozwa�anych zmiennych. Es-
tymacja równa� 5.1 5.4 klasyczn� metod� najmniejszych kwadratów, w których poziomy zmien-
nych zast�pione s� na przyrosty daje jednak bardzo z"e wyniki (patrz aneks II). Oszacowania
parametrów s� w wielu przypadkach niezgodne z teori� ekonomiczn�, a wspó"czynnik determina-
cji R2 jest we wszystkich wariantach ujemny. Testy diagnostyczne na heteroskedastyczno��, autoko-
relacj� i normalno�� rozk"adu reszt nie odrzucaj� przy tym kolejnych hipotez zerowych o braku ka�-
dego z tych problemów. Dodanie do równa� pierwszego opó�nienia zmiennej wyja�nianej, 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 odrzuci� hipotezy zerowej o braku autokorelacji drugiego rz�du.
Wyniki takie nale�y interpretowa� jako znak, �e rozwa�ane zmienne wyja�niaj�ce nie zawie-
raj� jaki� istotnych informacji o kszta"towaniu si� zmiennej obja�nianej. Na podstawie rozdzia"u
czwartego tej pracy mo�na podejrzewa�, �e informacje takie mog� zawiera� inne zmienne makro-
ekonomiczne, takie jak: saldo rachunku obrotów bie��cych bilansu p"atniczego, wynik bud�etu
pa�stwa, agregaty poda�y pieni�dza M0, M1 i M2 oraz wolumen udzielonych kredytów podmio-
tom gospodarczym i osobom prywatnym (aproksymowany tutaj wielko�ci� nale�no�ci od podmio-
tów gospodarczych i osób prywatnych w bankach komercyjnych). Weryfikacja tego za"o�enia opar-
ta jest na wynikach estymacji ogóln� metod� 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��nej
(5.5)
(5.6)
(5.7)
(5.8)
Zamiast wykorzystania danych ankietowych o oczekiwaniach inflacyjnych przyjmuje si� tu za-
"o�enie o racjonalno�ci oczekiwa�
gdzie to losowy b"�d formu"owania oczekiwa�, za Clarida et al. (1998). Sta"y zbiór instrumen-
tów, obejmuj�cy opó�nienia 1-3 zmiennych wyst�puj�cych po prawej stronie równania, jest kolej-
[ Pobierz całość w formacie PDF ]
© 2009 ...coś się w niej zmieniło, zmieniło i zmieniało nadal. - Ceske - Sjezdovky .cz. Design downloaded from free website templates
W trosce o komfort korzystania z naszego serwisu chcemy dostarczać Ci coraz lepsze usługi. By móc to robić prosimy, abyś wyraził zgodę na dopasowanie treści marketingowych do Twoich zachowań w serwisie. Zgoda ta pozwoli nam częściowo finansować rozwój świadczonych usług.
Pamiętaj, że dbamy o Twoją prywatność. Nie zwiększamy zakresu naszych uprawnień bez Twojej zgody. Zadbamy również o bezpieczeństwo Twoich danych. Wyrażoną zgodę możesz cofnąć w każdej chwili.