Közgazdasági és Regionális Tudományok Inézee Pécsi Tudományegyeem Közgazdaságudományi Kar MŐHELYTANULMÁNYOK RÖVID TÁVÚ ELİREJELZİ MODELL MAGYARORSZÁGRA Balaoni András - Mellár Tamás 2011/3 2011. szepember
Szerkeszıbizoság: Barancsuk János Buday-Sánha Aila Szabó Zolán Varga Aila (elnök)
Rövid ávú elırejelzı modell Magyarországra 1 Balaoni András Századvég Gazdaságkuaó Zr. 1037 Budapes Hidegkui Nándor uca 8-10. Tel: +36-1-439-2907 E-mail: balaoni@szazadveg-eco.hu Web: hp://www.szazadveg-eco.hu Mellár Tamás Pécsi Tudományegyeem Közgazdaságudományi Kar Pécs Rákóczi 80 H-7622; Tel: +36-72-501-599-23267 E-mail: mellar@kk.pe.hu Web: hp://www.kri.kk.pe.hu/index.php?p=conens&cid=48 Kulcsszavak: üzlei ciklus makroökonomeriai modell impulzusválasz függvények elırejelzés fiskális és moneáris ranszmisszió JEL: C51 C52 E32 E37 Rövid aralom: A anulmány a szerzık álal Magyarországa kifejlesze makroökonomeriai modell muaja be ami rövid ávú elırejelzési és gazdaságpoliikai elemzési céllal készül. Mivel a rövid ávú fókusz mia a kereslei hullámzások vagyis az üzlei ciklusok állnak az összefüggésrendszer középponjában a modell endogén válozói a rendszőr adaok vagyis a -ek. A rend és a ciklikus széválaszása Hodrick-Presco szőrıvel örénik. Az modell ö fı blokkból áll: kínálai kereslei munkapiaci ár-árfolyam-kama és államházarási blokkból. A eljes modell viselkedésé impulzusválasz függvények segíségével eszelik a szerzık. A külsı környezeben megfigyelheı bizonyalansági ényezık melle a gazdaságpoliikai akciók (moneáris és fiskális sokkok) haásai is számszerősíésre kerülnek. Az egyes impulzusokra ado válaszreakciók megfelelnek az elméleen alapuló várakozásoknak emelle azonban ükröznek bizonyos hazai jellegzeességeke is. A modell elırejelzı képessége összehasonlíva más (ARIMA VAR) modellezési echnikákkal jónak mondhaó különösen az éven úli idıhorizonok eseén. 1 A szerzık a Századvég Gazdaságkuaó Zr.-nél végze munkájuk során fejleszeék ki a modell s ezúon is köszönee mondanak az inézenek illeve a munkaársaknak (Cseh Andrásnak Tóh G. Csabának és Virovácz Péernek) a segíségér. Köszöne illei ovábbá Csermely Ágnes Rappai Gábor Varga Ailá és Várpaloai Vikor valamin a Magyar Nemzei Bankban illeve a Pécsi Tudományegyeem Közgazdaságudományi Karán megrendeze via részvevıi akik érékes megjegyzéseikkel észrevéeleikkel hozzájárulak a anulmány jobbíásához. Minden fennmaradó hibáér a felelısség kizárólag a szerzıke erheli.
Rövid ávú elırejelzı modell Magyarországra Bevezeés A negyedéves konjunkúraelemzések fonos része a fı makrogazdasági adaokra (a GDP felhasználási oldala a munkaerıpiaco leíró fı paraméerek az infláció illeve a kamaok alakulására) vonakozó rövid ávú elırejelzés. A prognózisok elkészíéséhez így szükségünk van egy olyan makroökonomeriai modellre melyre ámaszkodhaunk az elırejelzéseink során illeve amellyel haásanulmányoka szcenárióelemzéseke lehe készíeni. A rövid ávú elırejelzı modellünk kialakíása során ez vol a fı moivációnk. Egy ökonomeriai elırejelzı modell épíésénél ké fı szempono kell alapveıen figyelembe venni: a modell jól illeszkedjen az adaokra azaz megfelelı elırejelzı képességgel rendelkezzen emelle pedig az elmélei (mikroökonómiai) összefüggések is ükrözıdjenek a szerkezeében. A keıs kihívás jelenıs fejörés okoz az elmélei és a gyakorlai szakembereknek mivel az egyik ényezı javíása rendszerin a másik romlásával jár együ fennáll ehá egy rade-off a modell elmélei konziszenciája és az empirikus illeszkedése közö. A skála egyik végén a iszán idısori echnikák alkalmazása áll (ARIMA VAR modellek) míg a másik szélsıséges megoldás az RBC modellkere (Harley és szerzıársai [1998]) jeleni ami szigorúan mikro alapokon csak mélyparaméerekkel próbálja meg leírni a gazdaság mőködésé. A problémá a modellezık ké echnikával igyekezek megoldani. Az egyik ú a jelenlegi akadémiai diskurzus középponjában álló dinamikus szochaszikus álalános egyensúlyi modellek (Smes és Wouers [2003] [2007]) amelyek bár alapjaiban mikrosrukúrá kövenek mégis számos ad-hoc felevéssel élnek. Ezeknek a súrlódásoknak az elmélei megalapozása kérdéses ezér DSGE modellek sem menesek eljes mérékben a Lucas [1976] álal felvee problémákól (Mellár [2010]). A modellek az elırejelzésben jól eljesíenek és sok eseben kisebb hibával jelzik elıre a gazdasági válozóka min a legjobb benchmarknak ekine Bayes-i vekor-auoregresszív modellek. A modellkere hamar népszerő le a hazánkban is (Jakab és Világi [2008] Baksa és szerzıársai [2009]). A másik hagyományosabbnak ekine modellezési eljárás hibakorrekciós modellek (ECM) fejleszése (ilyen modellezési alapelve köve a Fagan és szerzıársai [2001] álal konsruál Area-Wide Model). A modellek sandard ökonomeriai echnikákkal megbecslik a nem-sacioner válozók közöi hosszú ávú (koinegráló) összefüggéseke illeve az egyensúly helyreállíó rövid ávú dinamiká. Hazánkban nagy hagyománya van a 1
hibakorrekciós modelleknek elég csak a Benk és szerzıársai [2006] a Bíró és szerzıársai [2007] a Horváh és szerzıársai [2010] valamin a Cserhái és Varga [2000] álal készíe modellekre ualni. A modellünk a feni ké fı modellcsalád közül inkább a hibakorrekciós modellekre hasonlí mivel az egyenleeke nem közvelenül a haszon/profimaximalizáló gazdasági akorok viselkedésébıl vezejük le. Ennek kövekezében a modell nem reflekál a Lucas kriikára. Az álalános ECM módszeranhoz képes azonban jelenıs egyszerősíés hogy a hosszú ávú összefüggések a ermelési függvény és a poenciális kibocsáás kivéve nem kerülnek explici modellezésre azoka idısoros echnikával (deerminiszikus rend-szőrés) haározzuk meg. Ez az eljárás nagyon hasonlí Várpaloai [2003] dezaggregál kibocsáási résekre alapuló 5 modelljénél alkalmazo módszerre 2 melyre leginkább ámaszkodunk a modellünk készíésénél azonban az álalunk fejlesze modell jóval gazdagabb srukúrájú min a benchmarknak ekine kere. A dolgoza felépíése a kövekezı: miuán az elsı részben bemuajuk a modellezési alapelveke illeve az adaoka a második fejezeben részleesen leírjuk a modell srukúrájá illeve a becsül összefüggéseke. Ez köveıen érzékenység-vizsgálaoka végzünk a különbözı exogén válozókra ado impulzus-válasz függvények segíségével majd megvizsgáljuk a modell elırejelzési ulajdonságai összeveve a hasonló idıszakon becsül ARIMA valamin VAR modellek elırejelzési hibáival. Modellezési alapelvek A modellünk nem kövei közvelenül a mikrosrukúrá ezér az összefüggések specifikációja során jelenıs mozgáserünk nyílo. Nem az vol ugyanis a célunk hogy egy konkré modellspecifikáció eszeljünk a magyar adaokon ezér azán akár öbb közgazdasági iskola összefüggései is övözheük aól függıen hogy mennyire őnik konziszensnek a hazai adaokkal. A konkré specifikációk így egyfaja ieraív eljárással készülek: az elmélei összefüggés sokszor kiegészíeük illeve áalakíouk annak érdekében hogy a modell magyarázóereje megfelelı legyen ugyanakkor örekedünk arra is hogy az egyes paraméerek ovábbra is könnyen érelmezheık a korábbi empirikus vizsgálaokkal összeveheık legyenek. A mozgásér behaárolásához 2 Az egyenlerendszer alapja Svensson [2000] [1998] modellje mely a hazai szakirodalomban igen gyakran alkalmazo összefüggés (Benczúr és szerzıársai [2002] Várpaloai [2006] Balaoni [2010] Mellár [2008]). 2
szőkíéséhez egy olyan axiómarendszer állíounk fel ami az egyes endogén válozók viselkedési egyenleének a becslése során segí kiválaszani a megfelelı magyarázóválozóka. Ezek az axiómák a modell elmélei háerének ekinheık. A1) A gazdaság hosszú ávú fejlıdésé a rendelkezésre álló ermelési ényezık illeve a ermelési echnológia haározza meg azonban rövidávon a különbözı súrlódások merevségek mia Keynes-i jellegzeességekkel bír. Az akuális kibocsáás a keresle (a GDP felhasználási oldala) haározza meg amihez a kínálai oldal a kapaciáskihasználás válozaásával reagál. A2) Az árak és a bérek dinamikájá egy-egy Phillips-görbe összefüggés haározza meg melyek hosszú ávon függılegesek rövid ávon azonban (a kibocsáási és a foglalkozaási rés függvényében) poziív meredekségőek. A3) Az elmélei modellek legöbbször racionális várakozásoka éeleznek fel. Ezzel szemben Sims [1982] szerin a gazdasági szereplık várakozásai a múl ényein alapulnak és oszo késleleéső modellekkel lehe azoka leginkább megragadni. A racionális várakozások szigorú felevésének az oldása jelenleg is a közgazdasági kuaások középponjában áll (Karádi [2009] Világi [2009]). Mindezen megfonolások alapján visszaekinı várakozásoka alkalmazunk amike az auoregresszív agokkal épíünk be a modellbe. Az inflációs várakozások a múlbeli adaokon illeve a jegybanki inflációs célszinen alapulnak. A4) Magyarország kis nyio gazdaság így a külsı ényezık valamin az árversenyképességünke megragadó reálárfolyam rövidávon érdemi haás fejenek ki a hazai folyamaokra. A5) A moneáris poliika exogén inflációs cél köve melynek eléréséhez a legfıbb eszköze a jegybanki alapkama. A6) A fiskális poliika rekurzív módon kapcsolódik a modell öbbi blokkjához a kölségveési bevéeleke az effekív adókulcsok és az adóalapok haározzák meg míg a kiadások nagysága exogén. Adaok ranszformáció A modell adabázisa negyedéves frekvenciájú szezonálisan kiigazío adaokból áll össze. Ez alól egyedül az árindexek képeznek kivéel (fogyaszói mezıgazdasági ermelıi olajár) melyeknél az év/év indexeke modellezzük. Az 3
adaok forrása a KSH valamin a Magyar Nemzei Bank. Valamennyi nominális válozó 2000-es árszinre deflálunk. Mivel a modell alapveıen rövid ávú gazdasági folyamaoka a ciklikus mozgásoka próbálja megragadni ezér az egységgyökö aralmazó válozóka rendszőrjük és a becslések során a ciklikus komponensek közöi összefüggéseke próbáljuk meg meghaározni. A rendérékeke melyekkel az ECM modelleknél alkalmazo hosszú ávú összefüggéseke helyeesíjük legöbbször a poenciális GDP százalékában rögzíjük így kínálai sokkok (pl.: beruházások felfuása) visszahanak a rendelı válozók egyensúlyi szinjére is. A rendszőréshez az irodalomban gyakran alkalmazo Hodrick-Presco (H-P) [1997] filer használjuk. 3 A echnika az idısoroka ké alapveı részre bonja: növekedési ( g ) és ciklikus komponensre ( c ). Az idısor egyes elemei ( a ) felírhaók az a = g + c alakban. A rendszőréshez meg kell adnunk egy paraméer ami meghaározza hogy mennyire simísa ki a gazdasági idısoroka a módszer. Álalánosságban elfogado hogy az éves frekvenciájú adaoka 100- as a negyedéveseke 1600-as simasági paraméerrel szőrik azonban a modellünkben 10000-es lambdá használunk. Hodrick és Presco [1997] a simasági paraméer meghaározásánál a ciklikus és a növekedési komponens szórásának arányából indulnak ki. A paraméer a kövekezı képle definiálja λ = σ c / σ n ahol a σ c a rend százalékában kifejeze ciklikus komponens szórása míg a σ a növekedési ráák szórása. A szerzıpáros a σ = 5 és a σ g g = 0125 érékbıl számíoa ki a sandard 1600-as simasági paraméer. Hazánkban azonban joggal feléelezzük hogy a ciklikus komponens szórása elsısorban a gazdaságpoliikai irányíás hibái révén (prociklikus fiskális poliika a válság kiörésekor kényszerően szigorú moneáris kondíciók prociklikus hielezési gyakorla sb.) nagyobb min az Egyesül Államokban miközben a növekedési komponens varianciája nem ér el jelenıs mérékben a fejle országokól (lévén hogy elsısorban a demográfiai rendek echnológiai növekedés befolyásolja). Az adasorok rövidsége mia az egyenleeke egyesével becsüljük meg a klasszikus legkisebb négyzeek módszerével illeve a szimulán válozóka aralmazó egyenleeke az álalánosío momenumok módszerével (GMM) 4 (részleesen lásd Máyás [1999]). A GMM echnika elınye hogy nem szükséges a eljes adageneráló folyamao egyszerre megbecsülni így parciális c 3 Megjegyezzük hogy a H-P filer alkalmazása kevésbé szigorú feléelezés min az álalában használ dlog specifikáció. Ez uóbbi eseben ugyanis konsans növekedési ráá feléelezünk ami a H-P rendek alkalmazása eseén nem szükséges. 4 Hasonlóan Benkhez és szerzıársaihoz [2006]. 4
specifikáció eseén is megfelelı eredmény szolgála. Insrumenumkén a magyarázó válozók késlelee érékei szerepelnek. Valamennyi becslésnél HAC súlymárixo alkalmazunk ami auokorreláció és heeroszkedasziciás eseén is robuszus eredményeke bizosí (Newey és Wes [1987]). A modell srukúrája A modell alapveıen ö fı blokkból áll. Az elsı blokk a gazdaság hosszú ávú fejlıdésé leíró kínálai blokk ami a poenciális kibocsáás haározza meg. A második blokkban a kereslei komponensek rendıl való elérései kapcsoljuk össze egymással illeve a kereslee meghaározó egyéb válozókkal. A harmadik fı rész a munkapiaco írja le míg a negyedik az infláció alapveı dinamikájá a nominális rövid lejáraú kamalába valamin az árfolyam alakulásá modellezi. Az öödik rekurzív blokk a kölségveési poliika fıbb jellemzıi számszerősíi. A modell srukúrájá illeve az egyenleei az A) míg az alapadaoka azok forrásá és mérékegységé a B) függelék aralmazza. Kínálai blokk Az A1) feléelnek megfelelıen a gazdasági kibocsáás a mindenkori keresle haározza meg azonban ez nem érhe el arósan a ermelési ényezık normál kapaciáskihasználsága melle elıállíhaó poenciális oupuól. A kínálai blokkban az uóbbi válozó modellezzük. Nehezíi a dolgunka hogy a poenciális kibocsáás nem-megfigyel válozó vagyis a szinjének meghaározásához valamilyen közelíı eljárás kell alkalmaznunk. Modellünkben D Auria és szerzıársaihoz [2010] hasonlóan a ermelési függvény megközelíés használjuk. A legbizonyalanabb ényezı a becslések során a ermelési ényezık normál kihasználsági szinjének meghaározása. A munkafelhasználás és a TFP idısoraiból ki kell szőrnünk a keresle álal indukál prociklikus hullámmozgás és meg kell haároznunk a foglalkozaoság és a kapaciáskihasználság egyensúlyi szinjé. Az így kapo egyensúlyi érékek ez köveıen már közvelenül felhasználhaók a ermelési függvényben a poenciális GDP szinjének becsléséhez. A kínálai blokkban ermelési függvény Cobb-Douglass (C-D) ípusú vagyis a helyeesíési rugalmasság éppen egységnyi. Bár a felevés megleheısen szigorúnak őnik az empirikus becslések nem veik el a C-D specifikáció léjogosulságá és ovábbra is ez ekinheı álalánosnak. 5 A ıke parciális 5 Meg kell azonban jegyeznünk hogy Benk és szerzıársai [2006] mikroadaokra hivakozva a CES függvényformá ekini jobb közelíésnek. 5
ermelési rugalmasságá Bíró és szerzıársaihoz [2007] hasonlóan 04-re kalibráluk. A paraméeréréke a makro-jövedelmi arányok (bérhányad) is aláámaszják. A rendelkezésre álló ıke mennyiségé igen nagy bizonyalanság övezi számbavéelére számos módszer alkalmaznak a kuaók illeve a dönéshozók. A modellben a KSH álal publikál év végi neó folyó áron számío ıkeállomány a kiinduló adaunk. A nominális érékeke elıször a bruó állóeszköz-felhalmozás defláorával 2000-es árszinre hozuk majd beruházási érékek segíségével negyedévesíeük. A ké adasor közöi kiegyenlíés az amorizációs ráa kalibrálása segíségével érük el 6 így miközben eljesül a nemzei számlák felhasználási oldalának konziszenciája a KSH álal publikál neó év végi ıkeállomány saiszika is beépül az adabázisunkba. A ıke növekedésé az alábbi differenciaegyenle írja le: 7 K +1 K + I δk (1) ahol K a reál-ıkeállomány -edik idıszak elején számío szinje az I a -edik idıszak beruházási volumene illeve a δ az amorizációs ráa. Ez köveıen a rendelkezésre álló GDP (Y ) foglalkozaosági ( F ) illeve ıkeadaok ( K ) segíségével meg udjuk haározni a TFP szinjé (2). Y TFP. α 1 α K ( F ) (2) A poenciális kibocsáás kiszámíásához a TFP és a foglalkozaosági szin egyensúlyi szinjé kell meghaároznunk. Ehhez szinén H-P szőrő használunk 10000-es lambda paraméerrel. 8 Miuán valamennyi ermelési ényezı számszerősíeünk meg udjuk haározni a poenciális kibocsáás szinjé minden negyedévben az (3)-es összefüggés segíségével. po rend 04 rend (1 04) Y TFP K + ( F ). (3) 6 A KSH álal publikál reálıke-állomány és az álalunk becsül ada közöi elérésnégyzeösszege minimalizáljuk az amorizációs ráa segíségével. A számíások elvégzéséér köszöneel arozunk Virovácz Péernek. 7 Az alsó indexben szereplı minden eseben a negyedévre ual a felsı indexben szereplı rend az ado válozó H-P rendjé míg a felsı index a rendıl ve százalékos (a reálkamaláb eseén százalékponos) elérés jelöli. 8 A TFP rendszőrésőnél felhasználjuk az Európai Unió Business Survey kapaciáskihasználsági muaójá is hogy ezálal csökkensük a rendszőrı echnika úgyneveze végponi gyengeségé. 6
Ez köveıen számszerősíhejük a ıke kapaciás-kihasználsági szinjé (uil ) ami a TFP rendıl ve százalékos elérése míg a foglalkozaoság rendıl ve százalékos elérésé az F válozó számszerősíi. Kereslei blokk Az aggregál kereslee hé részre bonjuk: házarások fogyaszási kiadása (C ) ermészebeni juaás (TJ ) közösségi fogyaszás (G ) beruházás ( I ) készleek válozása illeve hiba 9 ( ST ) valamin expor ( EX ) és impor ( IM ) aminek különbsége a neó exporal egyenlı. A negyedéves reálkibocsáás (Y ) így A1) axióma szerin elıáll a kereslei ényezık összegekén: Y C + TJ + G + I + ST + EX IM ). (4) ( A beruházásoka ovább bonjuk magán és közösségi beruházásra ( I = Ip + Ik ) ahol a p a magán míg a k a közösségi beruházásokra ual. A bruó hazai erméken belül számszerősíünk egy mag-gdp muaó (Ym ) amely nem aralmazza a ermészebeni juaásoka a közösségi fogyaszás illeve a közösségi beruházás. 10 Az egyes felhasználási éeleke rend és ciklikus komponensekre bonjuk. Mivel az A1) feléel kövekezében a felhasználási éelek összege rendszerően nem érhe el a poenciális kibocsáásól ezér a készle ( ST ) rendjé a poenciális kibocsáás és a öbbi felhasználási rend különbségekén haározzuk meg. A kormányzai beruházás rendjé szinén reziduumkén haározzuk meg az alábbi képle segíségével: rend rend rend Ik I Ip. Az egyes felhasználási éelek rendjének poenciális kibocsááshoz viszonyío arányá ez köveıen rögzíjük. Mivel a modell maximum ké éves idıhorizonra használjuk feléelezhejük hogy a rendek poenciális GDP-n belüli aránya viszonylag sabil ezen az idıávon. A rendszőr adaokból felhasználási réseke képzünk. A belsı felhasználás fıbb éelei közül a ermészebeni juaás a készleválozás a közösségi fogyaszás valamin a kormányzai beruházások je exogén a modellben. A öbbi endogén felhasználási rés alakulásá szochaszikus egyenleek haározzák meg. Mielı ráérnénk az álalunk becsül egyenleekre vegyük alaposan szemügyre hogy egy hasonló modell kereein belül Várpaloai [2003] milyen válozókkal 9 Mivel a KSH 2000-es éves álagáras GDP éeleire nem áll fenn az addiív konziszencia (Anwar és Szıkéné Boros [2008] Cserhái és szerzıársai [2008]) ezér a láncindexálás módszere révén felmerülı hibá is a készleekhez aduk hozzá. 10 A GDP ilyen feloszása megegyezik az ECOSTAT álal alkalmazo piaci nem-piaci GDP bonással. hp://www.ecosa.hu/download/gdp/gdp_piaci_uj_0108.pdf 7
magyaráza a legfonosabb felhasználási éeleke. A hivakozo modellben az imporon kívül valamennyi felhasználási egyenle aralmaz egy auoregresszív ago. Ezen felül a fogyaszás a kibocsáási résıl a beruházás az exporparnereink súlyozo kibocsáási réséıl valamin a reálárfolyam rendıl való eléréséıl függ csakúgy min az expor. Az imporfüggvényben magyarázóválozókén valamennyi felhasználási éel illeve a reálárfolyam szerepel. A modellünkben a házarások fogyaszási kiadása a bruó reálbér-ömeg ( rb (14)) a reálkamaláb ( rk (26)) valamin a forin reáleffekív árfolyamának érékéıl ( neer (23)) függ (5). 11 A bruó bérömeg egyensúlyi pályáól való egy százaléknyi elmozdulás hosszúávon a fogyaszási rés 075 százalékkal emeli meg vagyis ennyi a ranziens reáljövedelem fogyaszási álaghajlandósága ami mivel az egész egyenle lineáris megegyezik a haárhajlandósággal is. Az árfolyamra vonakozó várakozások és a valós árfolyam közöi százalékos elérés (ez reprezenálja a nominális árfolyam ) érdemben befolyásolja a fogyaszás. Az összefüggés a házarások jelenıs devizában denominál adóságával magyarázhajuk: a leérékelıdés csökkeni a rendelkezésre álló jövedelme ezen kívül vagyonveszés is eredményez a szekorban köszönheıen a neó pénzügyi pozíció romlásának. Bár a reálkamalába és a fogyaszás összeköı paraméer nem szignifikáns ovábbra is szerepelejük a válozó a függvényben. Hosszúávon a reálkamaláb egy százalékponos emelkedése a fogyaszási e 023 százalékkal csökkeni. C = ( 1 06899) * (07549* rb 03328* neer 02313* rk ) + 06899* C 1 (53272) (29383) ( 29564) ( 07078) (53272). (5) Becslési módszer: GMM Insrumenumok: rb 1 rb 2 rk 2 rk 3 rk 4 Korrigál R 2 = 0.9486 P-érék J-saiszika = 03357 rb 3 rb 4 neer 1 neer 2 neer 3 neer 4 rk 1 A magánberuházás ciklikus viselkedésé alapveıen ké ényezı haározza meg (6). Az egyik a TFP ciklikus komponense ami nem más min a kapaciáskihasználsági muaó (uil ). Amennyiben kapaciások kihasználsága meghaladja a normál ráá a vállalaok a beruházási akiviásuk emelése révén bıvíik a kapaciásoka (akceleráor-haás). A beruházásoka meghaározó másik srukurális paraméer a hosszúlejáraú reálkama ( rkh (27)) rendszőr éréke. Bár a becsül koefficiens nem szignifikáns Káay és Wolf [2006] mikroadaok 11 A paraméerek ala zárójelben a -saiszikák alálhaók. 8
segíségével szignifikáns haás muao ki a ıkekölség és a beruházási akiviás közö így elveeék az egyszerő akceleráor modellek relevanciájá a magyar gazdaságban. Az aggregál beruházási volumen ugyanakkor rendkívül volailis ráadásul az egyes nagyberuházások érdemben orzíják a saiszikáka. Ezér úgy gondoljuk hogy bár a -saiszika alapján a koefficiens nem szignifikáns mégsem vesszük ki az egyenlebıl az indikáor. Meglepı ugyanakkor a viszonylag magas auoregresszív paraméer ami nem különbözik szignifikánsan a fogyaszás simasági koefficienséıl. A beruházási sokkok ezér megleheısen perziszensek a magyar gazdaságban ami meglepı a nemzeközi silizál ények ismereében. Ip ( 1 06534)*(03880* uil 06910* rkh ) + 06534* Ip 1 (35252) (20104) ( 11970) (35252) =. (6) Becslési módszer: GMM Insrumenumok: 1 Korrigál R 2 = 0 6737 P-érék J-saiszika 0 7237 uil uil 2 rkh 1 rkh 2 Az A4) feléelnek megfelelıen a jelenıs súly képviselı exporo a kereskedelmi exporparnerek súlyozo imporjának és a fogyaszói ár alapú reálárfolyam ( reer-(19)) ciklikus komponensének a függvénye (7). A becslés alapján mindké magyarázóválozó koefficiense szignifikáns és az elıjele az elméleel összhangban áll. EX = ( 1 05244) *(35534* kk + 04213* reer 1 ) + 05244* EX 1 (54437) (43788) (22555) (54437). (7) Becslési módszer: KLNM Korrigál R 2 = 0 8137 Az imporfüggvény a belsı felhasználási rés ( Yb (11)) az expor jé valamin a reálárfolyam rendszőr éréké aralmazza. A becsül egyenle jól ükrözi hogy a hazai exporáló vállalaok imporigénye jelenıs mivel a kiviel megugrása jelenıs behozaal emelkedésé vonja maga uán így a külsı öbblekeresle ovagyőrőzı haása igen gyenge Magyarországon. A reálárfolyam leérékelıdése ronja a külföldi ermékek magyarországi árversenyképességé így az impor visszaesik. IM Yb EX * reer = 03916* + 08890* 00966 (8) ( 87573) (239778) ( 21270) Becslési módszer: GMM Insrumenumok: Yb 1 Yb 2 Yb 3 EX 1 EX 2 EX 3 reer 1 reer 2 reer 3 9
Korrigál R 2 = 0.9396 P-érék J-saiszika = 05121 Miuán valamennyi endogén kereslei alakulásá leíró egyenlee meghaározuk az exogén rendek segíségével visszaszámíjuk az egyes felhasználási éelek szinjé és így meg udjuk haározni a reál GDP alakulásá. Az akuális oupuo ezuán össze udjuk veni a poenciális kibocsáással ezálal meghaározhaó a kibocsáási rés ( Y ). Y Y *100 100. po Y (9) A kibocsáási résen kívül meghaározzuk a mag- vagy piaci GDP rés (Ym (10)) valamin a belsı felhasználási e is (Yb (11)) Ym Ym *100 100. po rend rend k _ rend Y G TJ I C + G + TJ + I + ST Yb *100 100 rend rend rend rend rend C + G + TJ + I + ST. (10) (11) Munkapiaci blokk A munkaerıpiac modellezésénél külön kezeljük a magán és az állami szférá. A privá foglalkozaoak ( Fp ) illeve a privá reálbérek (bpr ) a modell endogén válozói míg az állami alkalmazoak száma ( Fk ) és a közösségi szférában foglalkozaoak reálbérei ( bkr ) exogének. Erre a megbonásra azér van szükség mer a hazai kölségveési ényezık jelenısen eléríheik a piaci folyamaok álal deerminál pályáól a munkaerıpiaco ezér a közgazdaságilag érelmezheı eredményeke megleheısen nehéz kimuani az aggregál adaokon. A foglalkozaoak számának a rendszőrésé már a poenciális kibocsáás meghaározó részben elvégezük. Ezen felül azonban rendszőrjük a magán foglalkozaoak lészámá ( Fp ) is. Az A1) felevés szerin a kínála rövidávon a kapaciáskihasználság növelésével reagál a keresle felfuására így a (12) egyenlebe a belsı és az exporkereslee szerepel. Megjelenik ovábbá a privá reálbérek egyensúlyi szinjéıl ve százalékos elérése is. Az egyenle alapján elmondhaó hogy a belsı kibocsáási rés sokkal jelenısebb foglalkozaásnövekedés von maga uán min az expor ciklikus felfuása. Ez uóbbi koefficiense nem is szignifikáns azonban úgy véljük hogy ha kismérékben is 10
de a kiviel emelkedése hozzájárul a foglalkozaás bıvüléséhez. A bruó bérek egyensúlyi szinjéıl ve elérése negaív elıjellel szerepel azaz a magas reálbér haására egyes alacsony ermelékenységő munkavállalók kiárazódnak a munkaerıpiacról és ez a privá foglalkozaás csökkenésé vonja mag uán. A magas auokorrelációs együhaó (074) a foglalkozaoi lészám lassú alkalmazkodásá igazolja azaz a kibocsáási ciklus elnyújva és jelenıs késéssel kövei csak a foglalkozaás felfuása. Fp = ( 1 07488)*(02512* Yb + 00818* EX 02640* bpr ) + 07488* Fp 1 (98345) (21640) (10994) ( 13537) (98345). (12) Becslési módszer: GMM Insrumenumok: Yb 1 Yb 2 Korrigál R 2 = 0.7836 P-érék J-saiszika = 06931 Yb 3 EX 1 EX 2 EX -3 bpr -1 bpr -2 bpr -3 A privá reálbérek dinamikájának meghaározásához szükség van egy egyensúlyi reálbér-szinre (ber ). Ez az egyensúlyi szine a privá reálbér H-P filerezésével közelíjük. Azzal a feléelezéssel élünk hogy a közösségi szféra reálbérei arósan elérhenek az reálbérek egyensúlyi szinjéıl így ennek a orzíásnak a kiszőrése mia számíouk az egyensúlyi szine a privá reálbérbıl. Ez köveıen definiálunk egy privá illeve a aggregál reálbér e ( bpr bar ) ami az akuális reálbéreke az egyensúlyi szinıl ve százalékos elérés méri. A bruó álagbér ciklikus viselkedésé a fogyaszási függvényben is felhasználjuk azonban az A2) felevésben szereplı bér Phillips-görbé nem specifikálhajuk a érékre mivel az összefüggés a bérek jelen eseben reálbérek dinamikájá haározza meg. Ebbıl a megfonolásból a rés válozásá vagyis a bruó reálbér differenciájá modellezzük azaz az hogy ávolodik vagy közeledik-e a privá reálbér az egyensúlyi szinjéhez. Ez azonban a nem-sacioner viselkedésé vonná maga uán így egy hiba-korrekciós ago is beépíünk az egyenlebe: a bruó privá reálbér késlelee érékei csökkenik a bérdinamiká ezzel garanálva a bruó privá reálbérek egyensúlyi érékükhöz való konvergenciájá. d( bpr + 03404* d( bpr (20559) ) = (1 03404) * (03791* F (20559) 1 ) (44845) 05430* cpi ( 36076) 00805* bpr ( 19816) 1 ). (13) Becslési módszer: GMM Insrumenumok: F 1 F 2 Korrigál R 2 = 0 5865 P-érék J-saiszika = 01898 F 3 F 4 bpr 1 bpr 2 cpi 1 cpi 2 cpi 3 cpi 4 11
Emelle magyarázóválozókén a munkapiaci feszessége leíró foglalkozao illeve a meglepeés-infláció ( cpi ) is megalálhaó. Mindké válozó koefficiense szignifikáns és az elıjele is megfelelı: a foglalkozaoság ciklikus emelkedése feszesebb munkaerıpiaco eredményez vagyis jobb alkupozíció bizosí a munkavállalóknak a bérárgyalások során. Ez a reálbérek dinamikájának emelkedésé vonja maga uán. Az inflációs meglepeés ezzel szemben csökkeni a reálbéreke. Mivel a foglalkozaoak számára illeve a bruó reálbérek színvonalára rendelkezünk egyensúlyi vagy rendérékkel ezér meg udjuk haározni a bruó bérömeg ( rb ) rendéréké is. Ez az egyensúlyi szine a poenciális kibocsáás százalékában rögzíjük (egyensúlyi bérhányad) így exogén foglalkozaosági rendek melle összekapcsoljuk a reálbérek egyensúlyi szinjé a ermelékenységgel. A bruó bérömeg egyensúlyi szinjéıl ve százalékos elérés a (14) képle definiálja ami fonos szerepe jászik a fogyaszás ciklikus viselkedésében. Fk * bkr + Fp * bpr rb *100 100. F * ber (14) Ár-árfolyam-kama blokk A fogyaszói árindex ( cpi ) kosará négy fı csoporra oszjuk: a kosár 70 százaléká kievı maginflációra ( mag ) az 58 százalékos súly képviselı feldolgozalan vagy nyers élelmiszerekre ( nyers ) a 76 százalékos súly kievı üzemanyagokra és szabadpiaci energiára (uzema) és a 166 százalékos súly képviselı szabályozo árakra (szab) amelyek exogének a modellünkben. 12 Elsı lépéskén a maginfláción kívüli éeleke leíró egyenleeke muajuk be. A nyers élelmiszerár-index sajá késleleején kívül a mezıgazdasági ermelıi ra árindexıl mg illeve a forin nomináleffekív árfolyamindexének a rendıl való százalékos eléréséıl ( neer (23)) függ. ra ra ra nyers = ( 1 06311) *(08706* mg + 11748* neer ) + 06311* nyers 1 (55792) (27138) (24773) (55792). (15) Becslési módszer: GMM ra ra Insrumenumok: mg 1 mg 2 Korrigál R 2 = 0 7462 mg 3 ra neer 1 neer 2 neer 3 12 A szochaszikus egyenleekben az árak év/év növekedési ráái szerepelnek amike a ra felsı indexszel jelölünk. 12
P-érék J-saiszika = 0.2526 ra Az energiaárak ( uzema ) egyenleében a világpiaci olajár éves növekedési ráája ra ( O ) 13 illeve az árfolyam-rés szerepel. ra ra ra uzema = ( 1 07200) *(03833* O + 07306* neer 1 ) + 07200* uzema 1 (89953) (48512) (15370) (89953) Becslési módszer: KLNM Korrigál R 2 = 0 8530. (16) A maginfláció ( mag ) modellezésénél rendkívül fonos a várakozások kezelése. A modell jelenlegi verziójában visszaekinı várakozásoka alkalmazunk. Az A3) felevésnek megfelelıen a gazdasági szereplık ké csoporjá különíhejük el: az elsı csopor az inflációs cél alapján míg a második csopor egyszerő indexálással haározza meg a kövekezı idıszakra vonakozó inflációs várakozásai. A várakozások kialakíásá a (17) összefüggés írja le 14 ahol a cél a jegybanki inflációs cél 15 az E a várakozás operáor jelöli a 0 µ 1 konsans pedig a gazdasági szereplık arányá reprezenálja. A µ paraméer a jegybank hielességé méri azaz minél magasabb a jegybanki célok annál jobban orienálják a gazdasági akoroka azaz az inflációs cél beöli a nominális horgony funkciójá. E mag + µ * cél + (1 ) * mag. (17) ra 1 µ ra Hogy meghaározzuk a µ - meg kell becsülnünk az A2) feléelben leír Phillips-görbé (18). Az összefüggésben kereslei (kibocsáási rés) kínálai (nyers élelmiszerek üzemanyagok árindexe a magánszféra bruó nominálbér emelkedés ráája) ényezık melle az árfolyam vár és ényleges szinjének százalékos elérése valamin az exogén áfa válozás haása is megjelenik (18). d( mag ra ) = 01238* ( cél + 00381* d( nyers (36870) (29642) ra 2 mag ra 1 ) + 00294* d( uzema (20998) ) + 00694* Y (28388) ra + 06622* d( áfa ) + 03967* d( bp (27409) (80266) ra ra ) + ) + 00364* neer (16476) (18) 13 Az O a brenn olaj USD-ben kifejeze negyedéves álagárá jelöli. 14 Hasonló módon formalizálja a várakozásoka Koppány [2007] is. 15 Mivel az összefüggés egészen 1996-ól szerenénk megbecsülni ezér a csúszó leérékelés (1995-2001) idıszakára is konsruálunk egy inflációs cél. Ebben az idıszakban a nominális horgony az árfolyam illeve annak leérékelıdése jelenee így azzal a felevéssel élünk hogy az idıszak inflációs célja egyenlı a külkereskedelmi parnereink álagos inflációjával (2 százalék) és a leérékelési ráa összegével. Az inflációs cél imporál inflációs célkén lehe inerpreálni. 13
Becslési módszer: GMM Insrumenumok: Y 1 Y 2 Y 3 ra ra ra ( uzema 2 d( bp 1 ( bp 2 ) d( uzema ra 1) d ) ) Korrigál R 2 = 0 6801 P-érék J-saiszika = 0.6188 ra ra ra d( áfa 1) d( nyers 2) d( nyers 3) d neer 1 neer 2 A becslés alapján a µ paraméer éréke 012 ami igen alacsonynak mondhaó ezálal jól ükrözi a hazai inflációs célköveés alacsony hielességé. Az inflációs várakozásoka ez köveıen minden idıszakra kiszámíjuk a (17) alapján mivel az egyensúlyi vagy vár nominális árfolyam meghaározásánál (20) fonos szerepe fog jászani. A várakozások melle a másik fonos srukurális válozó a kibocsáási rés és a maginfláció közöi kapcsolao leíró paraméer vagyis a Phillips görbe meredeksége ami a becslésünk szerin szignifikáns éréke pedig 007. A korábbi empirikus vizsgálaokban a koefficiens 006 és 02 közöi inervallumban helyezkede el (Ball [1997] Baini Haldane [1999] Baini Nelson [2001] Svensson [2000] Balaoni [2010]). Várpaloai [2006] egy lényegesen hosszabb idıhorizonon csak a non-radeable szekorra 003-os paraméer becsül. Az álalunk becsül paraméer a szakirodalomban fellelheı korábbi becslések alsó sávjába esik azonban a viszonylag alacsony koefficiens a H-P szőrınél használ magasabb lambda paraméerrel is magyarázhaó. A kínálai ényezık koefficiensei szinén szignifikánsak és az elıjelük megfelel az elızees várakozásoknak. Az A4) felevésnek megfelelıen reáleffekív árfolyam fonos szerepe jászik a hazai folyamaokban: válozó érdemben befolyásolja az expor az impor volumené. A modellben a fogyaszói ár alapú reálárfolyam (reer) szerepel (19): cpik reer neer cpi (19) ahol a cpik a külsı árszínvonal. A reáleffekív árfolyam Magyarországon jelenısen felérékelıdö az elmúl 15 év folyamán ami elsısorban a hazai gazdaság felzárkózó jellegébıl adódik (Kovács [2001] Éger és szerzıársai [2006]). Ez a hosszú ávú endenciá H-P filerrel szőrjük ki és a modellbe a reálárfolyam rendıl való százalékos elérése kerül be ( reer ). A modell sabiliásának feléele hogy a reálárfolyamra haó sokkok ideiglenesek legyenek és a idıvel bezáródjon. Amennyiben a nominális árfolyam exogén akkor ez a feléel nem eljesül mivel az inflációban megjelenı ideiglenes impulzus az árszine arósan más pályára állíja. A reálárfolyam egyensúlyi 14
pályája ehá ado azonban az hogy az inflációs vagy a nominális árfolyam csaornáján kereszül valósul-e meg endogén a modellben. 16 Az inflációs folyamaok graviációs középponjá a várakozások alkoják. Az inflációs várakozások számszerősíésébıl meg udjuk haározni a nominális árfolyam egyensúlyi szinjé ami megegyezik az árfolyamra irányuló várakozásokkal (20). E E cpik rend rend 1 neer neer reer. Ecpi (20) ra A külföldi árszínvonal vár éréké a E 1 cpik = cpik 4 * E 1cpik definiálja ahol ra az egyszerőség kedvéér a E 1 cpik =1 02 azaz a külsı inflációs várakozások ké százalékon állnak és exogének a modellben. A hazai egyensúlyi árszinre vonakozó várakozásoka ezzel szemben a (21) egyenle írja le vagyis az feléelezzük hogy a fogyaszói árindex év/év válozására vonakozó várakozások hasonló módon képzıdnek min ahogy a maginfláció eseén megbecsülük. E 1 cpi ra ra cpi E cpi cpi *(01238* cél + (1 01238)* cpi ) (21) 4 * 1 4 1 A nominális árfolyam rendjéıl illeve vár szinjéıl való százalékos elérésé azaz a nominál árfolyam e a (22) egyenle írja le. neer neer neer rend * 100 100 (22) A nominális árfolyam endogén válozó a modellünkben alakulásá a rövid lejáraú nominális kamalábbal magyarázzuk. Bár a fedezelen kamapariásnak az arbirázsmenesség fennállása eseén eljesülnie kell a gyakorlaban az lájuk hogy a nominális kamaok emelkedése inkább erısíi az árfolyamo minsem gyengíi. Benczúr és szerzıársai [2000] az inflációs célköveés bevezeése elı még feléelezék hogy a magas kamakülönböze csak ideiglenesen erısíi az árfolyamo majd a kamapariásnak megfelelıen leérékelıdés kövekezik be azonban egy késıbbi munkában Várpaloai [2003] felismere hogy az árfolyam nem a kamapariásnak megfelelıen alakul így exogenizála a nominális válozó. A nominális árfolyam viselkedésére Benczúr [2002] próbál magyarázao alálni de a legvalószínőbb hogy az arbirázsmenesség feléel sérül mivel a kamalábkülönbözere épülı carry rade ügyleek a növekvı kamalábak melle erısíik a hazai devizá (Kisgergely 16 A nominális árfolyamra vonakozó számíások becslések csak az inflációs célköveés idıhorizonjára (2001 Q1-ıl 2010 Q2-ig aró idıszakra) vonakoznak. 15
[2010]). A kamalábak árfolyamra gyakorol haásának számszerősíéséhez meg kell haároznunk a semleges nominális kamaoka ami a rövid lejáraú rend rendszőr reálkama ( rk ) illeve az inflációs cél összege. A külsı semleges nominális kamalába 4 százalékon rögzíeük így a nominális árfolyam- alakulásá meghaározó szochaszikus egyenle a kövekezı alakban írhaó fel (23) ahol a i a hazai ik pedig az eurozóna nominális három hónapos kamaá jelöli. rend [( i ik ) ( cél + rk 4) ] + 06265* neer neer 03807* 1 ( 19658) (42955) = (23) Becslési módszer: GMM Insrumenumok: ( i 1 ik 1) ( i 2 ik 2) ( i 3 ik 3) Korrigál R 2 = 0 3705 P-érék J-saiszika = 0.3089 Láhaó hogy a nominális kamakülönböze megemelkedése az árfolyam erısödésé vonja maga uán ráadásul ez a jelenıs auokorrelációs együhaó mia idıben elnyújoan megy végbe. A fedezelen kamapariás álal jósol azonnali felérékelıdés majd lassú leérékelıdés így a számíásaink szerin valóban nem áll fenn. Az egyenle magyarázóereje azonban igen alacsony. A neer varianciájának mindössze 40 százaléká magyarázza a kamakülönböze a fennmaradó rész a kockázai prémium válozásakén érelmezheı. Az egyenle reziduumai így egy új válozókén definiáljuk (24). rend [( i ik ) ( cél + rk 4) ] + 06088* neer kp neer 1 = (24) 02974* Modellünkben a moneáris poliika endogén azaz a öbbi válozó álal deerminál. Az A5) alapelvnek megfelelıen egy Magyarországra adapál Taylor [1993] szabállyal írjuk le a fı akcióválozó vagyis az alapkama alakulásá. 17 A magyarázóválozók közö a válozalan adóaralmú árindex célıl ve százalékponos elérése illeve a kockázai prémium szerepel (25). 18 i = (1 06187) * rk (89478) + 06187* i (89478) 1 rend + cél + 11272*( cpi (27239) ra áfa ra cél) + 02586* kp + (21306) (25) Becslési módszer: GMM 17 Ahogy a legöbb empirikus munkában i is a három hónapos benchmark hozamokkal közelíjük az irányadó ráá. 18 Részleesen Hidi [2006] és Balaoni [2010]. 16
ra ra Insrumenumok: cpi 1 cpi 2 Korrigál R 2 = 0 7244 P-érék J-saiszika = 0.9082 cpi 3 kp kp 2 kp 3 ra 1 Az eredmények alapján az infláció egy százalékponos növekedésére a jegybank 11 százalékkal emeli meg az irányadó kamaráá azaz eljesül a Taylor elv vagyis hogy egy százaléknyi inflációs öbblere a jegybanknak öbb min egy százalékkal kell emelnie a nominális kamalába a gazdaság sabilizálódásának érdekében. A reálkamaláb a nominális kama és a kövekezı idıszakra vár infláció különbségével egyenlı ra rk i Ecpi + 1. (26) A beruházások dinamikájának meghaározásához egy hosszú lejáraú reálkamalába is számszerősíünk ami a rövid lejáraú reálkamaláb egy éves visszaekinı mozgóálaga. 19 3 1 rkh (27) rk i 4 i= 0 Az egyenleekbe a rövid és a hosszú ávú reálkamaláb rendıl ve százalékponos elérése szerepel ( rk rkh ). Az államházarási blokk Az A6) felevésnek megfelelıen államházarási bevéelek rekurzívan kapcsolódnak a modell öbbi blokkjához azaz nincs haásuk a öbbi makroválozóra. Az államházarás bevéelei közül megkülönbözejük egymásól a munkálaó álal fizee b befizeéseke a személyi jövedelemadó az áfá- illeve az egyéb bevéeleke. A bevéeleke a makrogazdasági válozókkal az effekív adóráák köik össze ezek kiszámíási módja megegyezik a Horváh és szerzıársai [2010] álal épíe DELPHI modellnél alkalmazo eljárással. Az államházarás kiadásai feloszjuk dologi beruházási bér és egyéb kiadásra. A dologi kiadások a közösségi fogyaszással vannak összekapcsolva míg a beruházási kiadások a közösségi beruházásoka folyó áron ve érékével 19 Hasonló módon számszerősíi Horváh és szerzıársai [2010] DELPHI modellje a hosszú ávú reálkamaoka. 17
egyenlık. A bérjellegő kiadások felírhaóak az állami foglalkozaoak a bruó közösségi szférában megfigyelheı álagkereseek valamin az effekív munkálaói effekív b ráa függvényekén. Érzékenységvizsgálaok A modell viselkedésé érzékenységvizsgálaok segíségével muajuk be. Bíró és szerzıársai [2007] szerin a kockázaoknak ké fı forrása van: az egyik a modell paraméereinek míg a másik az exogén válozók bizonyalansága. A jelenlegi cikkben egyedül az uóbbira koncenrálunk vagyis az egyes exogén ényezık különbözı lefuása eseén vizsgáljuk meg a modell reakciójá a sokkokra melyek minden eseben lecsengı AR(1) impulzusok. Az exogén válozók egy szórásnyi impulzusá szimuláljuk az auoregresszív paraméer pedig megbecsülük az idısorból. Az endogén válozók sokkjá úgy udjuk kiszámíani hogy a válozó meghaározó egyenle reziduumai sokkén érelmezzük majd ké külön szcenárióban más-más lefuás feléelezünk. Az alkalmazkodás során a kölségveési szféra bruó reálbérei rögzíeük így nem számolunk az állami alkalmazoi bérek elinflálásának haásával. 20 Moneáris poliikai sokk A modell kialakíása során kiemel fonosságú vol a moneáris ranszmisszió ponos felérképezése 21 így az érzékenységvizsgálaok sorá a hazai kamaemelés haásainak bemuaásával kezdjük. Egy szórásnyi (07 százalékos) szigoríás éelezünk fel aminek az auoregresszív paraméere 06. Az alacsonyabb auoregresszív paraméer mia a moneáris sokk viszonylag gyorsan lecseng azonban a reálgazdasági (és fıképp a munkapiaci) válozókra gyakorol haása igen elnyújoan jelenkezik. Az impulzus válasz függvényeke az 1. ábra muaja be. A vízszines engelyen a negyedévek vannak felőneve míg a függılegesen az alappályáól ve elérés. Mivel valamennyi válozó százalékos formában van megadva ezér az eléréseke egyszerő különbségképzéssel számíouk azaz százalékponos eléréskén érelmezheık. A szigorú kamakörnyeze haására a belsı felhasználás visszaesik ezen belül is elsısorban a beruházási keresle szőkülése jelenıs. A fogyaszás ké ellenées haás éri: bár a reálkama növekedése mia a fogyaszás csökken de a nominális 20 Amennyiben ez nem ennénk meg a növekvı infláció arósan alacsonyabb reálbér eredményezne így a rés válozók sacionariása illeve nulla várhaó éréke nem állna fenn a ovábbiakban. 21 A émáról részleesen Vonnák [2006] érekezik. 18
árfolyam felérékelıdése ez a haás nagyjából kompenzálja így érdemben nem reagál a válozó a moneáris szigoríásra. 1. ÁBRA: A KAMATEMELÉSRE ADOTT VÁLASZREAKCIÓK (SZÁ ZA LÉKPONT) Forrás: Sajá számíás Az exporkeresle szinén szőkül mivel a nominális árfolyam felérékelıdésének haására a reálárfolyam is rövidávon felérékelıdik ez pedig ronja az ár-alapú versenyképességünke. A neó expor a második év végéig elmarad az egyensúlyi szinjéıl ez köveıen azonban mivel a belsı keresle lassabban növekszik min az expor a GDP hozzájárulása poziívvá válik. 19
A munkaerıpiacon is érezei haásá a szigorú kamakörnyeze: a foglalkozaoság ciklusa visszaesik ezzel ellenében viszon a reálbér év/év növekedési ráája megemelkedik a várnál alacsonyabb infláció haására. A folyama a kilencedik negyedévben fordul meg amikor is a bruó reálbérek dinamikájá már elsısorban a laza munkaerıpiac haározza meg. A fogyaszói árindex illeve a maginfláció a 7. 8. negyedév körül éri el a minimumá vagyis a jegybank ezen az idıhorizonon ha a leginkább az év/év inflációra. Ez gyakorlailag megegyezik a Várpaloai [2006] álal 5-8 negyedévre becsül opimális inflációs célköveési idıhorizonal. Mezıgazdasági ermelıi árindex sokkja A második álalunk vizsgál sokk a mezıgazdasági ermelıi árindex hirelen megugrása. Az ilyen év/év indexek eseén különösen problémás az AR(1) sokk feléelezése. Az árindex megemelkedésé egy év múlva rendszerin a jelenıs bázishaás mia érdemi zuhanás kövei. Sokkal hielesebb képe kapnánk egy mezıgazdasági ermelıi árindex sokkról ha magasabb rendő (mivel negyedéves adaokról beszélünk ezér minimálisan 4 késleleéső) ARMA modell illeszenénk az idısorra és a sokkok lefuásának a kiszámíásához ez vennénk alapul. A sandard AR(1) specifikáció melle szól ugyanakkor hogy a sokkol válozó elıjelválása megnehezíi a kapo impulzusválasz függvények érelmezésé. Mivel mos a modell viselkedésének a bemuaása a célunk ezér fonosabb számunkra az hogy a válaszreakciók minıségi (elıjel) jellemzıivel iszába legyünk min az hogy magának a sokknak a lefuásá ponosan modellezzük. Ebbıl az okból kifolyólag az AR(1) specifikáció használunk. Az év/év árindex szórása 62 százalék a sokk auoregresszív paraméere pedig 083. A kapo impulzusválasz függvényeke a 2. ábra szemlélei. Láhaó hogy a belsı keresle visszaesik: elıször a fogyaszás majd jelenıs késéssel azonban sokkal nagyobb mérékben a beruházás is zsugorodik. 20
2. ÁBRA: A MEZİGA ZDASÁGI TERMELİI ÁRAK SOKKJÁRA ADOTT VÁLASZREAKCIÓ (SZÁZALÉKPONT) Forrás: Sajá számíás Az exporo a reálfelérékelıdés visszafogja 22 ezér a neó expor GDP hozzájárulása visszaesik. A szőkülı külsı belsı keresle ellenére a foglalkozaás nem csökken sı enyhe emelkedés apaszalunk. A jelenség 22 Emögö az a felevés húzódik meg hogy a mezıgazdasági ársokk csak hazánkban érezei haásá. Mivel a külsı infláció exogén ezér a mezıgazdasági ermelıi árak csak a belsı árszine befolyásolják a külsı nem. 21
mögö a meglepeés-infláció privá reálbéreke erodáló haása áll. A fogyaszói árindexbe viszonylag gyorsan begyőrőzik a sokk a feldolgozalan élelmiszereken kereszül ami az alapkama a magas simasági paraméer mia csak lassan elnyújva köve. A reálkamaláb emia csak a heedik negyedévben válik poziívvá. Kormányzai beruházások sokkja A moneáris poliika melle a hazai gazdasági ciklusokban a fiskális poliika is kulcsszerepe jászik. A poliikai üzlei ciklusok jellemzıek hazánkra az elmúl 20 évben azaz a kölségveési egyenleg a válaszások éveiben jelenısen romlik ez köveıen pedig resrikcióba kezd a kormányza. A modellben a kormányza öbb csaornán kereszül képes az aggregál kereslee befolyásolni: a közösségi foglalkozaoak bérével illeve lészámával a kormányzai fogyaszással illeve beruházásokkal. A korábbi évek apaszalaai az muaják hogy a válaszási ciklusokkal leginkább ez uóbbi éel mozog együ ezér a kormányzai beruházások ideiglenes visszaesésére ado válaszreakcióka vizsgáljuk meg alaposabban. A 3. ábra egy negaív állami beruházási sokk impulzusválasz-függvényei muaja be. A sokk auoregresszív paraméere 083 azaz a moneáris szőkíéshez képes lassabban cseng le a fiskális impulzus. A belsı kereslei ben azonnal megjelenik a keresleszőkíés haása. A beruházások az akceleráor mechanizmus kövekezében viszonylag gyorsan reagálnak a sokkra míg a fogyaszás visszaesése rendkívül elnyújo és méréke sem jelenıs. A belsı keresle visszaesése mia az impor visszaesése a neó exporo érdemben megemeli így a külsı egyensúlyi pozíció mérsékli a kibocsáás visszaesésé. A foglalkozaás a belsı keresle gyors visszaesése mia érdemben zsugorodik és a mélyponjá az öödik negyedévben éri el. A szőkülı kereslere a moneáris poliika az alapkama csökkenésével reagál de az akció a lassú alkalmazkodás mia csak a 7. 8. negyedévıl ompíja a visszaesés a reálkamaláb csökkenése révén. Az infláció a gyenge keresle haására visszaesik. 22
3. ÁBRA: A KORMÁNYZATI BERUHÁZÁS (NEGATÍV) SOKKJÁRA ADOTT VÁLASZREAKCIÓK (SZÁ ZALÉKPONT) Forrás: Sajá számíás Külsı kereslei sokk Az A4) feléelnek megfelelıen hazai gazdaság nyiosága révén a külsı kereslei sokkok jelenıs haás gyakorolnak a fıbb makromuaókra. A 4. ábra az exporparnereink imporjának negaív sokkjára ado válaszreakcióka muaja bel. Fonos kihangsúlyozni hogy a külsı feléelek közül kizárólag a kereslee válozajuk. Ez megleheısen szigorú feléelezés különösen annak 23
fényében hogy a modellünkben a külsı keresle melle az eurozóna rövid lejáraú kamaa illeve a külsı infláció is szerepel. A válozók kapcsolaá azonban nem modellezük mivel az jelenısen megnehezíené a sokkok érelmezésé. Bár a becslés alapján a külsı kereslei auokorrelációja igen magas (092) i egy 08-ös perziszenciájú sokkra ado válaszreakció ábrázolunk hogy ezálal már 16 negyedév ala is kiveheık legyenek az egyensúly helyreállíására irányuló auomaizmusok. 4. ÁBRA: NEGATÍV KÜLSİ KERESLETI SOKKRA ADOTT VÁLASZREAKCIÓK (SZÁ ZALÉKPONT) Forrás: Sajá számíás 24
A külsı keresle visszaesése az exporban nagyon rövid idı ala megjelenik mivel a felhasználási éeleke leíró egyenleek közül a kiviel ciklikus válozásá leíró (7) összefüggésben a legalacsonyabb az auokorrelációs paraméer. A kapaciáskihasználság visszaesése a beruházási e viszonylag gyorsan visszafogja. Ezzel szemben a munkaerıpiacon megfigyelheı lassú alkalmazkodás illeve a jelenıs fogyaszássimíás mia a fogyaszási csak a sokko köveı harmadik év végére éri el a minimumá. A belsı felhasználási rés csak ezuán kezd szőkülni. A moneáris poliika eközben csökkeni az irányadó ráá ami a nominális árfolyam leérékelıdésé okozza. A lazíás elsısorban az expornak valamin az beruházásoknak kedvez míg a fogyaszás helyreállásá lassíja. A negaív GDP rés visszafogo árazásra kényszeríi a vállalaoka így az infláció mérséklıdik és minimumá a heedik negyedévben éri el. Néhány szó a hosszúávról A korábban bemuao válaszreakciók hangsúlyosan csak az egyes éelek rendıl való elérés ábrázolják. De mi örénik ugyanakkor a poenciális kibocsáással illeve a felhasználási éelek valamin a reálbér rendérékével? Összességében valamennyi válaszreakcióban a nemzegazdasági bruó állóeszköz-felhalmozás visszaesésé regiszrálhauk. Ennek kövekezében az összes szimulál sokkhaás a poenciális GDP csökkenésé vona maga uán (5. ábra). 5. ÁBRA: A POTENCIÁLIS GDP SZINTJÉNEK ALAPPÁLYÁTÓL VETT SZÁZALÉKOS ELTÉRÉSE KÜLÖNBÖZİ SOKKOK ESETÉN Forrás: Sajá számíás 25
Az alapveı GDP dinamika ezzel szemben nem válozo meg és csupán ideiglenes növekedési üemveszés realizál a gazdaság az impulzusok idıhorizonján. A másik ké fonos válozó aminek rendéréké az ideiglenes impulzusok befolyásolják az álalános árszínvonal valamin az egyensúlyi vagy vár nominális árfolyam. Az exogén reálfelérékelıdési rend melle a felérékelıdés csaornája a modellben endogén. A nominális kama a közösségi beruházások illeve a külsı kereslei sokk az infláció méréké ideiglenesen visszaveee ami az árszine arósan alacsonyabb pályájára állíoa. Emia a nominális árfolyam csaornáján kereszül megfigyel felérékelıdés jelenısebb vol min az alappályán (6. ábra). Más a helyze azonban a mezıgazdasági árindex sokkja eseén. Bár a kibocsáási rés ennél a sokknál is visszaese a fogyaszói árindex megemelkede. Ilyenkor negaív kapcsola figyelheı meg az infláció és a kibocsáási rés közö szemben a kereslei impulzusok haásmechanizmusá ükrözı Phillips-görbével (Jakab és szerzıársai [2006]). A magasabb árszin az egyensúlyi reálárfolyam ado szinje melle leérékelebb árfolyamo von maga uán. 6. ÁBRA: A NOMINÁLIS ÁRFOLYAM EGYENSÚLYI ÉRTÉKÉNEK ALAPPÁLYÁTÓL VETT SZÁZALÉKOS ELTÉRÉSE KÜLÖNBÖZİ SOKKOK ESETÉN Forrás: Sajá számíás 26
Elırejelzés Ahogy az a bevezeı szakaszban leszögezük: a modell fejleszésé elsısorban az elırejelzések ámogaása moivála. A fejezeben bemuajuk az elırejelzés meneé valamin az hogy milyen módon udjuk beépíeni a modellkerebe szakérıi becsléseke illeve egyéb puhább információka. Ez köveıen megvizsgáljuk az elırejelzési hibáka és összevejük ıke az ARIMA illeve VAR modellek hasonló muaóival. Az elırejelzés menee Az elırejelzés elsı lépésekén a kínálai oldal meghaározó ényezıke (rend TFP rend foglalkozaosági ráa) várhaó éréké kell megadnunk az elırejelzési idıhorizonon. A kiveíés lehe egyszerő rend exrapoláció vagy szakérıi becslés. 23 Ez köveıen az exogén ényezık alakulásá kell meghaároznunk. Ezek közül számos eseben ámaszkodunk a nemzeközi inézeek 24 elırejelzéseire (külsı keresle külsı inflációs nyomás világpiaci olajár) a kölségveési illeve az adóörvényekre (kölségveési kiadási éelek effekív adóráák) de némely válozó elırejelzésé szakérıi becsléssel végezzük el (pl.: mezıgazdasági ermelıi árindex). Az elırejelzés során különös figyelme fordíunk az egyes egyenleek reziduumaira amelyeke sokkén érelmezheünk. A nulla várhaó érékő agoka a modellben hozzáadjuk a becsül egyenlehez és így a ényleges idısor kapjuk vissza. Az addiív sokka az elırejelzési horizonon szabadon meghaározhajuk így olyan információka is be udunk épíeni a modellbe ami az exogén ényezık nem aralmaznak. Az ilyen szakérıi információk becslések jelenısen javíják a modellek elırejelzı képességé (Fildes és Serker [2002]) ugyanakkor az eljárás bizosíja a konziszenciá és a szimulaneiás is. Elırejelzı képesség A modell elırejelzı képességérıl csak jópár év elelével lehe ponos képünk. Az exogén ényezık pályájában lévı jelenıs bizonyalanság érdemben növeli a valós és az elırejelze érékek közöi differenciá. Ezzel a ényezıvel az érzékenységvizsgálaok részben foglalkozunk részleesen. Emelle azonban fonos az is hogy valamilyen vizsgálai módszerrel egy korábbi 23 Az idısorok szokásosnál magasabb λ paraméerrel való szőrése sabilabb simább rendeke eredményez. Ezálal a mechanikus rend exrapoláció kisebb poenciális hibaleheısége hordoz magában min ha a szokásos 1600-as érékkel haározuk volna meg a rend vagy az egyensúlyi érékeke különösen ké éves idıhorizonon. 24 Európai Bizoság IMF EIA sb. 27