Koszt utraty autonomicznej polityki pieni ¾e znej po wejściu Polski do strefy euro.

Transkrypt

1 Koszt utraty autonomicznej polityki pieni ¾e znej po wejściu Polski do strefy euro. Micha Gradzewicz i Krzysztof Makarski Instytut Ekonomiczny NBP Instytut Ekonomiczny NBP i Szko a G ówna Handlowa 9 września 2008

2 Plan prezentacji 1 Motywacja 2 Model 3 Estymacja/Kalibracja 4 Wyniki 5 Podsumowanie

3 Plan prezentacji 1 Motywacja 2 Model 3 Estymacja/Kalibracja 4 Wyniki 5 Podsumowanie

4 Cel badania Po wejściu do strefy euro, polityka pieni ¾e zna prowadzona przez EBC (nie NBP). Polityka pieni ¾e zna b ¾edzie reagowa a na wydarzenia w ca ej stre e euro. Zatem z uwagi na szoki asymetryczne b ¾edzie mniej dopasowana do sytuacji polskiej gospodarki ni z autonomiczna polityka NBP, reaguj ¾aca g ównie na wydarzenia krajowe. Badanie ma na celu Analiz ¾e wp ywu rezygnacji z autonomicznej polityki pieni ¾e znej na zmienność podstawowych kategorii makroekonomicznych. Ilościowe oszacowanie kosztów rezygnacji z prowadzenia autonomicznej polityki pieni ¾e znej.

5 Przegl ¾ad pokrewnej literatury Koszty cyklu koniunkturalnego: Lucas [1987] (przegl ¾ad literatury patrz Barlevy [2004a]). Dwa nurty: Egzogeniczny cykl: brak d ugookresowych efektów cyklu; koszty cyklu w przedziale 0.01% 2% konsumpcji (np. wa zna praca Lucasa [1987] %). Endogeniczny cykl: nowe podejście; zak ada d ugookresowe efekty cyklu generuj ¾ac znacznie wi ¾eksze koszty cyklu (np. Barlevy [2004b] - 8%). Nurt endogenicznego cyklu budzi pewne w ¾atpliwości, zatem w badaniu zosta o wykorzystano najbardziej standardowe podejście do cyklu (cykl egzogeniczny). Dynamiczne, stochastyczne modele równowagi ogólnej (DSGE), (np. Kydland i Prescott [1982], Smets and Wouters [2004], Adolfson [2005]), co doprowadzi o do nowej neoklasycznej syntezy (patrz Goodfriend i King, [1997]).

6 Przegl ¾ad pokrewnej literatury - cd. Koszty wejścia do strefy Euro: Lopes [2006] szacuje koszty wejścia do strefy euro na oko o 0,3% konsumpcji (w ka zdym okresie). Praca jednak budzi pewne pytania metodologiczne. Ca Zorzi, Santis i Zampolli [2005] pokazuj ¾a Wyp yw na dobrobyt zale zy od wariancji i kowariancji szoków, a nie od deterministycznych czynników wp ywaj ¾acych na realny kurs walutowy (jak np. efekt Balassy-Samuelsona). Wejście do unii zmniejsza efektywność polityki w reagowaniu na szoki stochastyczne, zatem jest kosztem unii monetarnej. Mimo to wejście do unii monetarnej mo ze być korzystne je zeli korzystny wp yw na produkt potencjalny (handel) jest wi ¾ekszy ni z koszty zwi ¾azane ze spadkiem efektywności polityki. Karam, Laxton, Rose i Tamirisa [2008] Wejście ma ego kraju (Czechy) do unii monetarnej zwi ¾eksza wahliwość produktu i in acji (znika rola kursu jako bufora przejmuj ¾acego cz ¾eść zmienności gospodarki). Koszty wi ¾ekszej zmienności malej ¾a wraz ze wzrostem konkurencyjności i spadkiem sztywności na rynkach oraz stopniem integracji ze starymi krajami strefy Euro.

7 Metoda badania Dynamiczny stochastyczny model równowagi ogólnej (DSGE) dwóch gospodarek powi ¾azanych wymian ¾a handlow ¾a (Polska i strefa euro). Zalety modeli DSGE Uwzgl ¾edniaj ¾a wp yw przysz ości na teraźniejsze decyzje (racjonalne oczekiwania) Mikropodstawy Kalibracja/estymacja tzw. parametrów g ¾ebokich (opisuj ¾acych preferencje, funkcje produkcji, itd.) - mo zliwość badania zmian polityki (odporność na krytyk ¾e Lucasa) Porównanie dobrobytu gospodarstw domowych w Polsce w nast ¾epuj ¾acych re zimach: W obydwu gospodarkach prowadzone s ¾a autonomiczne polityki pieni ¾e zne; Prowadzona jest wspólna polityka pieni ¾e zna w ramach rozszerzonej strefy euro.

8 Sk adniki modelu. Nowokeynesowski model cyklu koniunkturalnego. Brak neutralności pieni ¾adza i polityki pieni ¾e znej na skutek: Sztywności nominalne - sztywność cen typu Calvo (Calvo, 1983). Polityka pieni ¾e zna Rozszerzona Regu a Taylora (Taylor, 1993)

9 Plan prezentacji 1 Motywacja 2 Model 3 Estymacja/Kalibracja 4 Wyniki 5 Podsumowanie

10 Wprowadzenie Standardowy nowokeynesowski model cyklu koniunkturalnego. Dwa kraje: Polska, strefa euro. Gospodarstwa domowe. W adze monetarne i skalne. Producenci: dóbr nalnych oraz dóbr pośrednich (trzy etapy produkcji). Nominalne sztywności cen na poziomie I etapu dóbr pośrednich (konkurencja monopolistyczna). Pozosta e rynki doskonale konkurencyjne.

11 Gospodarstwa domowe U zyteczność reprezentatywnego GD E 0 t β t u(c t, l t, ζ t ), ζ t AR(1), gdzie u(c t, l t, ζ t ) = c t 1 σ l 1 σ ψζ 1+γ t t Ograniczenie bud zetowe 1+γ. V t D t+1 e t P t κ t = c t + x t + E t [S t,t+1 B t+1 ] P t = w t l t + (r t u t Ψ(u t )) k t + B t e t Dt P t T t + Π t, gdzie k t+1 = (1 δ) k t + h 1 S xt x t 1 i x t, S(1) = S 0 (1) = 0, ι = 1 S 00 () > 0, 1 R t = E t [S t,t+1 ], q t = e t Pt P t oraz premia za ryzyko et Dt+1 κ t 1 = χ exp P t Y t 1 +a κ,t, a κ,t AR(1). Analogicznie za granic ¾a.

12 Producenci dóbr nalnych Doskona a konkurencja, kupuj ¾a dobra pośrednie od ich producentów Zyski Technologia Y t = P t Y t P F,t Y F,t P H,t Y H,t (1 η) µ 1+µ (Y F,t ) 1+µ 1 + η µ 1+µ (Y H,t ) 1+µ 1 1+µ Analogicznie za granic ¾a.

13 Producenci dóbr pośrednich II etapu Doskona a konkurencja, agregacja heterogenicznych dóbr pośrednich w jednorodne dobro pośrednie w sektorach. Sektory - produkcja krajowa na rynek krajowy (Y H ) oraz eksportowy (Y H ). Zyski Technologia Z 1 P H,t Y H,t p H,t (i)y H,t (i)di Z 1 Y H,t = Analogicznie za granic ¾a µH 1+µ y H,t (i) 1 H di

14 Producenci dóbr pośrednich I etapu Konkurencja monopolistyczna. Sztywność cen typu Calvo w walucie nabywcy. W okresie t krajowy producent z prawdopodobieństwem 1 θ H (1 θh ) dostaje sygna do zmiany ceny dóbr produkowanych na rynek krajowy (zagraniczny), wówczas dokonuje reoptymalizacji cen. θ H (θh ) indeksuje ceny dóbr produkowanych na rynek krajowy (zagraniczny) in acj ¾a stanu ustalonego. Technologia y H,t (i) + y H,t (i) = k H,t (i) α (z t l H,t (i)) 1 α, z t AR(1) Analogicznie za granic ¾a.

15 W adze monetarne i skalne Bank centralny - rozszerzona regu a Taylora (wersja zloglinearyzowana) ˆR t = γ R ˆR t 1 + (1 γ R )[γ π ˆπ t + + γ GDP GDP ˆ t + γ dgdp dgdp ˆ t + γ d π dπ ˆ t ] + ϕ t Bud zet rz ¾adu - uproszczony do minimum G t = T t + gdzie G t+1 = Z 1 0 τ H p H,t (i)y H,t (i)di + Z 1 0 τ F p F,t (i)y F,t (i)di 1 ρ g µ g + ρ g G t + ɛ g,t+1, ɛ g,t N [0, σ g ] oraz τ H, τ F s ¾a tak dobrane aby w stanie ustalonym równowaga by a Pareto-efektywna.

16 De nicja zdecentralizowanej równowagi De nicja Równowaga sk ada si ¾e z alokacji i cen, które: rozwi ¾azuj ¾a problemy optymalizacyjne wszystkich podmiotów gospodarczych. spe niaj ¾a ograniczenie bud zetowe rz ¾adów. spe niaj ¾a regu y Taylora. oczyszczaj ¾a rynki pracy, dóbr i aktywów.

17 Plan prezentacji 1 Motywacja 2 Model 3 Estymacja/Kalibracja 4 Wyniki 5 Podsumowanie

18 Sposób estymacji Model zosta rozwi ¾azany za pomoc ¾a loglinearyzacji pierwszego rz ¾edu. Nast ¾epnie cz ¾eść parametrów zosta a skalibrowana z literatury. tak aby dopasować stan ustalony modelu do danych. Pozosta e parametry, a tak ze parametry szoków zosta y wyestymowane za pomoc ¾a metod Bayesowskich (Algorytm Metropolisa-Hastingsa). Nast ¾epnie poka zemy: wyestymowane/skalibrowane parametry modelu. reakcje modelu na asymetryczny krajowy szok technologiczny i szok krajowej polityki pieni ¾e znej. momenty modelu vs. momenty w danych.

19 Parametry modelu - kalibracja Parametr Wartość β 0.99 β 0.99 δ δ µ µ 2 1+µ µ 2 η η 0.99 α 0.33 α 0.33 Pozosta e parametry (np. udzia konsumpcji w PKB) wyznaczone na podstawie danych statystycznych (GUS, Eurostat).

20 Parametry modelu - estymacja Par. Prior distribution Posterior distribution type Mean St. Dev. Mode Mean St. Dev. ι norm ι norm γ norm γ norm θ H beta θf beta θ F beta θh beta χ norm σ norm σ norm γ R beta γ π norm γ GDP norm γ d π norm γ dgdp norm γr beta γ π norm γgdp norm γd π norm γdgdp norm ρ z beta ρz beta ρ G beta ρg beta ρ l beta ρl beta ρ aκ beta

21 Wyestymowane regu y Taylora Rozszerzona regu a Taylora (wersja zloglinearyzowana) Polska ˆR t = 0.72 ˆR t 1 + (1 0.72)[1.3 ˆπ t GDP ˆ t dGDP ˆ t + 0.2dπ ˆ t ] + ϕ t Strefa euro ˆR t = 0.78 ˆR t 1 + (1 0.78)[1.43 ˆπ t GDP ˆ t dGDP ˆ t + 0.2dπ ˆ t ] + ϕ t

22 Figure: Reakcja modelu na krajowy szok technologiczny. 10 x 10 3 GDP 0 pi 0 R x 10 3 c 0.02 x 2 x 10 3 l x 10 3 w 0 q 0 debt

23 Figure: Reakcja modelu na szok krajowej polityki pieni ¾e znej. 0 GDP 5 x 10 3 pi 10 x 10 3 R x 10 3 c x 10 3 x x 10 3 l w 0.01 q 0.02 debt

24 Ocena dopasowania modelu do danych Variable Data Model 1 St. Dev. 2 Cor(,gdp) Autocor. St. Dev. Cor(,gdp) Autocor. GDP 1 (0.020) (0.0261) c x π w R l q GDP 1 (0.006) (0.010) c x π w R l Model wysumulowano razy na próbce 52 obserwacji z korekt ¾a o wartości pocz ¾atkowe. 2 Odchylenia standardowe wyra zone w relacji do odychylenia standardowego odpowiedniego GDP. W nawiasie wartości absolutne.

25 Plan prezentacji 1 Motywacja 2 Model 3 Estymacja/Kalibracja 4 Wyniki 5 Podsumowanie

26 Opis symulacji Wyestymowany model DSGE zosta wysymulowany w dwóch re zimach (50000 symulacji na 1000 okresów). Polska poza stref ¾a euro, oznaczony OUT. Polska w stre e euro, oznaczony IN. W obydwu re zimach gospodarka jest wystawiona na dok adnie takie same szoki stochastyczne (z wyj ¾atkiem krajowego szoku pieni ¾e znego). Ró znica pomi ¾edzy re zimami jest nast ¾epuj ¾aca: OUT w obydwu krajach prowadzona jest autonomiczna polityka pieni ¾e zna dana regu ¾a Taylora. IN - prowadzona jest wspólna polityka pieni ¾e zna dana regu ¾a Taylora wyestymowan ¾a dla strefy Euro z wag ¾a polskich GDP zmiennych równ ¾a ω = H GDP H +GDP F = 2, 97%.

27 Źród a zmian Zanik kursu walutowego jako bufora akomoduj ¾acego szoki i zmiana polityki pieni ¾e znej zmieniaj ¾a zachowanie gospodarki w cyklu. Regu a polityki pieni ¾e znej (z punktu widzenia Polski) - przed wejściem do strefy euro ˆR t = 0.72 ˆR t 1 + (1 0.72)[1.3 ˆπ t GDP ˆ t dGDP ˆ t + 0.2dπ ˆ t ] + ϕ t - po wejściu do strefy euro ˆR t = 0.78 ˆR t 1 + (1 0.78)[1.43(ω ˆπ t + (1 ω) ˆπ t ) + 0.3(ω ˆ GDP t + (1 ω) ˆ GDP t ) +0.10(ωdGDP ˆ t + (1 ω) dgdp ˆ t ) + 0.2(ωdπ ˆ t + (1 ω) ˆ dπ t )] + ϕ t Najwa zniejsze zmiany w prowadzeniu polityki pieni ¾e znej po wejściu do strefy euro: w du zo s abszym stopniu reaguje na wydarzenia w polskiej gospodarce. silniej reaguje na in acj ¾e a s abiej na PKB. znika krajowy szok polityki pieni ¾e znej.

28 Wyniki symulacji - zmienność PKB i in acji W powy zszych symulacjach zosta a równie z policzona zmiana wahliwości gospodarki (liczona za pomoc ¾a odchyleń standardowych zmiennych). Wyniki (odchylenia standardowe) dla najwa zniejszych zmiennych makroekonomicznych Zmienne OUT IN Zmiana PKB In acja Konsumpcja Praca

29 Wyniki symulacji - zmienność PKB i in acji W powy zszych symulacjach zosta a równie z policzona zmiana wahliwości gospodarki (liczona za pomoc ¾a odchyleń standardowych zmiennych). Wyniki (odchylenia standardowe) dla najwa zniejszych zmiennych makroekonomicznych Zmienne OUT IN Zmiana PKB % In acja Konsumpcja Praca

30 Wyniki symulacji - zmienność PKB i in acji W powy zszych symulacjach zosta a równie z policzona zmiana wahliwości gospodarki (liczona za pomoc ¾a odchyleń standardowych zmiennych). Wyniki (odchylenia standardowe) dla najwa zniejszych zmiennych makroekonomicznych Zmienne OUT IN Zmiana PKB % In acja % Konsumpcja Praca

31 Wyniki symulacji - zmienność PKB i in acji W powy zszych symulacjach zosta a równie z policzona zmiana wahliwości gospodarki (liczona za pomoc ¾a odchyleń standardowych zmiennych). Wyniki (odchylenia standardowe) dla najwa zniejszych zmiennych makroekonomicznych Zmienne OUT IN Zmiana PKB % In acja % Konsumpcja % Praca

32 Wyniki symulacji - zmienność PKB i in acji W powy zszych symulacjach zosta a równie z policzona zmiana wahliwości gospodarki (liczona za pomoc ¾a odchyleń standardowych zmiennych). Wyniki (odchylenia standardowe) dla najwa zniejszych zmiennych makroekonomicznych Zmienne OUT IN Zmiana PKB % In acja % Konsumpcja % Praca %

33 Wyniki symulacji - zmienność PKB i in acji W powy zszych symulacjach zosta a równie z policzona zmiana wahliwości gospodarki (liczona za pomoc ¾a odchyleń standardowych zmiennych). Wyniki (odchylenia standardowe) dla najwa zniejszych zmiennych makroekonomicznych Zmienne OUT IN Zmiana PKB % In acja % Konsumpcja % Praca % Porównaj wyniki estymacji regu Taylora w obydwu krajach (wi ¾eksza sk onność do stabilizacji in acji w stre e euro - co odró znia wyniki od Karam, Laxton, Rose i Tamirisa [2008]).

34 Wyniki symulacji - szacowany koszt Symulacje te zosta y wykorzystane do wyliczenia λ. W OUT (λ) = E 0 β t u((1 t=0 λ)ct OUT, lt OUT, ζ t ) W IN = E 0 t=0 β t u(ct IN, lt IN, ζ t ) gdzie λ jest takie aby nast ¾epuj ¾ace równanie by o spe nione W OUT (λ) = W IN Interpretacja: Szacowany koszt jest taki sam jak koszt zmniejszenia konsumpcji w ka zdym okresie o λ. UWAGA!. Szacowany koszt wyra zony jest w jednostkach konsumpcji, nie oznacza to ze badanie to przewiduje spadek konsumpcji po wejściu do strefy.

35 Wyniki symulacji - szacowany koszt Symulacje te zosta y wykorzystane do wyliczenia λ. W OUT (λ) = E 0 β t u((1 t=0 λ)ct OUT, lt OUT, ζ t ) W IN = E 0 t=0 β t u(ct IN, lt IN, ζ t ) gdzie λ jest takie aby nast ¾epuj ¾ace równanie by o spe nione W OUT (λ) = W IN Interpretacja: Szacowany koszt jest taki sam jak koszt zmniejszenia konsumpcji w ka zdym okresie o λ = 0, 055%. UWAGA!. Szacowany koszt wyra zony jest w jednostkach konsumpcji, nie oznacza to ze badanie to przewiduje spadek konsumpcji po wejściu do strefy.

36 Wyniki symulacji - szacowany koszt, alternatywna miara Alternatywn ¾a miar ¾a szacownego kosztu jest λ 0. W OUT (λ 0 ) = E 0 [u((1 λ 0 )c0 OUT, l0 OUT, ζ 0 ) + t=1 W IN = E 0 t=0 β t u(ct OUT, lt OUT, ζ t )] β t u(ct IN, lt IN, ζ t ) gdzie λ 0 jest takie aby nast ¾epuj ¾ace równanie by o spe nione W OUT (λ 0 ) = W IN Interpretacja: Szacowany koszt jest taki sam jak koszt zmniejszenia konsumpcji w okresie zero o λ 0. UWAGA!. Szacowany koszt wyra zony jest w jednostkach konsumpcji, nie oznacza to ze badanie to przewiduje spadek konsumpcji po wejściu do strefy.

37 Wyniki symulacji - szacowany koszt, alternatywna miara Alternatywn ¾a miar ¾a szacownego kosztu jest λ 0. W OUT (λ 0 ) = E 0 [u((1 λ 0 )c0 OUT, l0 OUT, ζ 0 ) + t=1 W IN = E 0 t=0 β t u(ct OUT, lt OUT, ζ t )] β t u(ct IN, lt IN, ζ t ) gdzie λ 0 jest takie aby nast ¾epuj ¾ace równanie by o spe nione W OUT (λ 0 ) = W IN Interpretacja: Szacowany koszt jest taki sam jak koszt zmniejszenia konsumpcji w okresie zero o λ 0 = 5, 08%. UWAGA!. Szacowany koszt wyra zony jest w jednostkach konsumpcji, nie oznacza to ze badanie to przewiduje spadek konsumpcji po wejściu do strefy.

38 Wyjaśnienie wyników - szacowany koszt Wzrost odchylenia standardowego konsumpcji i pracy, przy nie zmienionej średniej obni za dobrobyt konsumenta. Zmienne OUT IN Konsumpcja Praca Strata dobrobytu wynikaj ¾aca z cyklu koniunkturalnego w stosunku do stanu ustalonego (wyra zona w procencie konsumpcji w stanie ustalonym): Koszt cyklu koniunkturalnego poza stref ¾a euro %. Koszt cyklu koniunkturalnego w stre e euro %. Dodanie sztywności p ac zwi ¾ekszy oby szacowane koszty (wprowadzenie heterogeniczności konsumentów). Niestety wykorzystywana metoda szacowania kosztu uniemo zliwia uwzgl ¾ednienie sztywności p ac.

39 Analiza wra zliwości W modelu podstawowym waga polskiej gospodarki w decyzjach EBC dany jest udzia em PKB (ω = 0.029). Rozwa zmy alternatywny scenariusz gdy waga polskiej gospodarki w decyzjach EBC dana jest udzia em populacji ω = Wyniki dla najwa zniejszych zmiennych makroekonomicznych Zmienne OUT podstawowy IN alternatywny IN PKB In acja Konsumpcja Praca Szacowany koszt rośnie z λ = 0.055% do λ 0 = 0.054%, lub inaczej z λ 0 = 5.08%, do λ 0 0 = 4.98%.

40 Plan prezentacji 1 Motywacja 2 Model 3 Estymacja/Kalibracja 4 Wyniki 5 Podsumowanie

41 Podsumowanie Wejście do strefy euro zwi ¾eksza wahania cykliczne PKB a zmniejsza wahania cykliczne in acji. Dobrobytowy koszt utraty autonomicznej polityki pieni ¾e znej po wejściu do strefy euro jest niewielki, aczkolwiek badanie nie uwzgl ¾ednia wp ywu sztywności p ac co mo ze zwi ¾ekszyć szacowany koszt. Im wi ¾eksza waga wydarzeń krajowych w decyzjach EBC po wejściu do strefy euro, tym mniejsza zmiana wahliwości kategorii makroekonomicznych i mniejszy szacowany koszt (ale ró znice s ¾a nieznaczne).

42 Wyniki pojedynczego projektu badawczego nie determinuj ¾a wyników ca ego Raportu na temat pe nego uczestnictwa Rzeczypospolitej Polskiej w trzecim etapie Unii Gospodarczej i Walutowej. Projekty badawcze maj ¾a charakter dokumentów wspieraj ¾acych Przedstawione w Raporcie wyniki b ¾ed ¾a stanowi y podsumowanie kilkudziesi ¾eciu projektów, realizowanych zarówno przez pracowników NBP, jak tez ekspertów zewn ¾etrznych oraz dotychczasowej literatury.