Полный текст рецензии в формате pdf

Реклама
Ball L., Mankiw G., Romer D. (1988) “The New Keynesian Economics and the OutputInflation Trade-off”. Brookings Papers on Economic Activity, Vol. 1988, No. 1., pp. 1-82.
См. http://links.jstor.org/sici?sici=00072303%281988%291988%3A1%3C1%3ATNKEAT%3E2.0.CO%3B2-3
В начале 80-х, кейнсианский подход к анализу бизнес-циклов испытывал определенные
трудности. И дело было не в новых эмпирических фактах, опровергающих кейнсианские
теории, а в самих теориях. Согласно кейнсианскому подходу, флуктуации выпуска во
многом связаны с колебаниями номинального спроса. Эти изменения спроса имеют
«реальный» эффект, поскольку номинальные зарплаты и цены являются негибкими. Однако
в кейнсианских теориях 70-х номинальная жесткость скорее предполагалась, нежели
объяснялась, или вводилась через теоретически спорные предпосылки о
трудовых
контрактах и эффективных зарплатах (которые объясняли, кстати, скорее реальную
жесткость). В новых работах, как отмечают авторы, кейнсианцами делается попытка
объяснения номинальной жесткости, которая использует оптимизирующее поведение
агентов на микроэкономическом уровне.
Цель статьи «Новая кейнсианская экономика и выбор между инфляцией и безработицей» –
представить свежие доказательства, подтверждающие новые кейнсианские теории. Авторы
делают попытку показать, что предсказания кейнсианских моделей, которые противоречат
другим макроэкономическим теориям, соответствуют реальным процессам в экономиках
разных стран, т.е. протестировать, - проходят ли результаты кейнсианских моделей
эмпирическую проверку, проходят лучше или хуже новых классических моделей.
Этот тестируемый результат касается эффекта устойчивой инфляции. В кейнсианских
моделях номинальные шоки производят реальный эффект, т.к. номинальные цены, по мысли
авторов, не меняются достаточно часто. Рост инфляции заставляет фирмы более быстро
приспосабливать цены к номинальным шокам, поэтому номинальные шоки оказывают
меньший реальный эффект. Авторы тестируют это предсказание, проверяя связь между
средней инфляцией и величиной реальных эффектов, оказываемых номинальными шоками,
как на межстрановом уровне, так и в динамике по отдельным странам. Под величиной
эффекта номинального шока авторы подразумевают наклон краткосрочной кривой
Филлипса. Т.е. авторы сделали предположение, что в странах с высокой инфляцией
изменения в номинальном совокупном спросе имеют относительно малый эффект на выпуск
(реальный ВНП, ВВП), а вместо этого достаточно быстро находят отражение в ценах.
Другие макроэкономические теории не предполагают, что средняя инфляция влияет на
наклон кривой Филлипса. В частности, эмпирическая часть работы Болла, Мэнкью, Ромера
включает в себя сравнение «эмпирической силы» кейнсианского объяснения кривой
Филлипса и известной неоклассической альтернативы – модели несовершенной информации
Лукаса.
Модель
В экономике действуют несовершенно конкурентные фирмы, которые меняют цены через
дискретные интервалы времени, поскольку такие изменения затратны. Важной
отличительной чертой является эндогенное определение интервала между установлением
цен. Следовательно, есть возможность исследовать факторы, влияющие на скорость
приспособления.
Прибыль фирмы i зависит от трех переменных (здесь и далее в логарифмах): совокупных
расходов в экономике у, относительной цены рi – p, и специфичного для каждой фирмы
шока θ – влияет либо на спрос, либо на затраты. р – средняя цена, у - сдвигает кривую
спроса фирмы. Максимизирующая прибыль цена определяется следующим образом:
1
pi* (t ) − p (t ) = v[ y (t ) − y (t )] + θ i (t ) , v>0
y – «нормальный» уровень выпуска, т.е. при цене =1.
F – издержки изменения цены;
L – интервал между изменениями цен. Т.е. издержки изменения цен за интервал: F/L.
Максимизация прибыли в данном случае эквивалентна минимизации общих издержек:
потери прибыли от «неизменения» цены и издержек изменения цены (по постановке похоже
на модель Баумоля-Тобина). Тогда минимизирующее издержки правило установления цены
выглядит следующим образом:
L
1
p i = ∫ E t p i* (t + s )ds
L s =0
Дабы изучать влияние номинальных
номинальную переменную:
шоков,
необходимо
ввести
стохастическую
x (t ) ≡ gt + σ xW (t ) - логарифм номинального спроса – экзогенен, подчиняется процессу
random walk with drift. W – Wiener process.
«Нормальный уровень» выпуска растет с постоянной скоростью y (t ) = µt
При данных предпосылках средняя инфляция равна g − µ
Последняя предпосылка: возмущения для каждой фирмы θ не коррелируют с аналогичными
возмущениями других фирм и следуют процессу random walk с матожиданием, равным 0, и
дисперсией
σ θ2 .
Результаты
p ( t ) = ( g − µ )t +
∞
∫ w( s, L)dZ (t − s)
s =0
∞
y (t ) − y (t ) =
∫ [1 − w( s, L]dZ (t − s)
s =0
где dZ (t − s ) ≡ σ x dW (t − s ) - инновации в совокупном спросе в момент t-s.
Переменная [1-w(s,L)] – показывает степень влияния номинального шока на реальный
выпуск. w(s,L) – показывает степень влияния шока номинального спроса, произошедшего в
момент t-s, на уровень цен в момент t.
Симуляция для w(s,L) показала, что w отрицательно зависит от L.Т.е. чем длиннее интервал
между изменениями цен, тем медленнее приспосабливаются цены.
Также w(s,L) отрицательно зависит от π , σ x , σ θ , где π ≡ g − µ .
Таким образом, наклон кривой Филлипса тем круче (влияние номинальных шоков на
реальные величины меньше), чем π , σ x , σ θ - больше.
Международный опыт
Авторы проверяют, как выбор между выпуском и инфляцией различается между странами.
Авторы предполагают, что в странах с высокой инфляцией изменения в совокупном спросе
имеют относительно небольшой эффект на выпуск (реальный ВНП, ВВП), а вместо этого
достаточно быстро находят отражение в ценах. Это объясняется, по мнению авторов, тем,
что рост инфляции заставляет фирмы более быстро приспосабливать цены к номинальным
шокам, поэтому номинальные шоки оказывают меньший реальный эффект.
2
Источник данных: International Financial Statistics of the International Monetary Fund.
Критерий выбора стран: население более 1 миллиона, как минимум 10% ВВП производится
промышленностью (manufacturing), но не более 30% - в сельском хозяйстве, данные
доступны как минимум с 1963 года, экономики не плановые. Всего в выборку вошли 43
индустриально-развитые страны.
Оценивая связь выпуск-инфляция в краткосрочном периоде, авторы используют следующее
уравнение: y t = cons tan t + τ ⋅ ∆x t + λ ⋅ y t −1 + γ ⋅ Time , т.е. строится регрессия реального ВВП
(yt) на свое прошлое значение ( y t −1 ), временной тренд (Time) и изменение в номинальном
ВВП ( ∆x t ). Аналогичное уравнение использовал для оценки и R. Lucas.
Основное внимание уделяется коэффициенту τ - чувствительности реального выпуска к
изменениям в номинальном выпуске. Он показывает, какая часть шока номинального
выпуска находит отражение в реальном выпуске в первый же год. Если τ = 1 , то весь
номинальный шок находит отражение в реальном выпуске, если τ = 0 , то весь шок уходит в
цены. Для полной выборки значение данного коэффициента оказалось равным 0,242,
стандартное отклонение 0,272. Авторы показывают, что значения коэффициента
различаются для периодов до и после 1972-73гг., считающихся годами основных
структурных изменений в экономиках данных стран. Для 63% стран отвергается гипотеза о
равенстве коэффициентов τ до и после 1972-73гг.
Затем авторы ищут объяснения различий в τ между странами. Согласно построенной ими
теоретической модели, τ должно быть мало в странах с «сильно» волатильным совокупным
спросом (это основная идея Лукаса) и высоким средним уровнем инфляции. Одной из
2
2
основных оцененных регрессий стала: τˆ = 0.589− 5.3π + 8.4 π + 1.24 σ x − 2.4 σ x
0.086
1.97
3.85
2.47
7.06
Эмпирическая проверка данных гипотез показала, что средняя инфляция является
статистически-значимой переменной, а изменения спроса нет. Гипотеза о том, что инфляция
и квадрат инфляции не входят в регрессию отклоняется на 5% уровне значимости. Гипотеза
же о том, что в регрессию не входят стандартное отклонение спроса и его квадрат не
отклоняется даже на 20% уровне значимости. Например, для США при увеличении средней
инфляции с 5% до 10% значение чувствительности реального выпуска к изменениям в
номинальном спросе (номинальном ВВП) τ снижается на 0.22. Увеличение же стандартного
отклонения совокупного спроса σ x с 5% до 10% вызывает снижение τ только на 0,04. То
есть действительно важным, как считают авторы, оказывается лишь показатель средней
инфляции.
Данный результат опровергает выводы, сделанные ранее Р. Лукасом, о том, что τ
различается между странами вследствие различий в дисперсии совокупного спроса
( τˆ = α + βσ ∆x ), и интерпретированные им для подтверждения своей теории несовершенной
информации. Средняя инфляция в теории Лукаса не фигурирует, поскольку в модели только
вариации случайных величин ( σ ∆x ), а не средние, влияют на неопределенность, с которой
сталкиваются агенты, и, следовательно, на наклон кривой Филлипса. Используя ту же
выборку, что и Р. Лукас, Ball L., Mankiw N. G., Romer D еще раз показали, что
чувствительность реального выпуска к колебаниям номинального спроса зависит в большей
степени не от дисперсии спроса, а от среднего уровня инфляции в стране.
Выводы
Итак, авторы исследовали проблему выбора между инфляцией и выпуском в краткосрочном
периоде. Как обнаружили авторы, на данную зависимость существенным образом влияет
уровень средней инфляции. В странах с низкой инфляцией краткосрочная кривая Филлипса
достаточно полога, - колебания номинального совокупного спроса оказывают достаточно
сильное влияние на реальный выпуск. В странах же с высокой инфляцией, напротив, кривая
3
Филлипса имеет более крутой наклон, - колебания номинального спроса быстро находят
отражение в ценах. Данное положение подтверждается эмпирически как на межстрановых
данных, так и для отдельных стран в динамике.
Полученный вывод имеет три особенности.
Во-первых, данный вывод представляет данные, противоречащие неоклассическим теориям
выбора между выпуском и инфляцией. В частности, Лукас обнаружил, что данная
зависимость различается между странами вследствие различий в дисперсии совокупного
спроса ( τˆ = α + βσ ∆x ), и интерпретировал этот вывод в качестве подтверждения своей теории
несовершенной информации. Средняя же инфляция в теории Лукаса не фигурирует,
поскольку в модели только вариации случайных величин ( σ ∆x ), а не средние, влияют на
неопределенность, с которой сталкиваются агенты, и, следовательно, на наклон кривой
Филлипса. Ball L., Mankiw N. G., Romer D показали, используя те же данные, что и Лукас,
что чувствительность реального выпуска к колебаниям номинального спроса зависит в
большей степени не от дисперсии спроса, а от среднего уровня инфляции в стране.
Во-вторых, статья поддерживает и развивает новые кейнсианские теории бизнес циклов,
которые в качестве источников номинальной жесткости рассматривают оптимизирующее
поведение агентов. В частности, авторы утверждают, что средняя инфляция может оказывать
значительное влияние на проблему выбора между инфляцией и выпуском через частоту
приспособления цен. Чем выше инфляция, тем больше возможные потери фирм от «не
изменения» цен, и тем чаще они их меняют, снижая тем самым номинальную жесткость.
В-третьих, обнаруженная авторами зависимость имеет важное прикладное значение для
выбора макроэкономической политики, которая должна быть различной при разных уровнях
инфляции. Данный эффект имеет значение даже для небольших уровней инфляции. Оценки,
проведенные авторами показали, что при изменении инфляции с 5% до 10% уменьшает
эффект, оказываемый колебаниями номинального спроса на реальный выпуск вдвое. Т.е.
нужно учитывать тот факт, что наклон кривой Филлипса при разных уровнях инфляции
различен.
Настоящее исследование имеет важное значение с точки зрения преподавания курса
макроэкономики продвинутого уровня, поскольку позволяет сформировать у студентов
более объемное представление о современных методах исследования макроэкономических
проблем. Кроме того, с методологической точки зрения статья Болла, Мэнкью и Ромера
является примером построения модели, базирующейся на микрооснованиях, с последующей
эконометрической проверкой выдвинутых гипотез. Необходимым требованием при изучении
подхода новой кейнсианской экономики является знание концепции несовершенной
информации Р. Лукаса.
4
Скачать