3. Várpalotai Viktor RÉSEKRE ALAPOZÓ MAKROMODELLEL március

MNB Füzetek 2003/3 Várpalotai Viktor DEZINFLÁCIÓS SZÁMÍTÁSOK DEZAGGREGÁLT KIBOCSÁTÁSI RÉSEKRE ALAPOZÓ MAKROMODELLEL1

2003. március

1

Ez úton is szeretnék hálás köszönetet mondani Simon Andrásnak értékes észrevételeiért, hasznos javaslataiért, a tanulmány megírásához adott ötleteiért. Köszönöm Benczúr Péternek azokat a nélkülözhetetlen konzultációkat, amelyek a modellépést segítették. Továbbá köszönök minden hozzászólást, amit a tanulmány MNB-beli műhelyvitáján kaptam. A fennmaradó hibák a szerzőt terhelik.

Online ISSN: 1585 5597 ISSN 1219 9575 ISBN 9 639 383 16 3

Várpalotai Viktor vezető elemző, Közgazdasági főosztály E-mail: [email protected]

E kiadványsorozat a Magyar Nemzeti Bankban készült elemző és kutató munkák eredményeit tartalmazza, és célja, hogy az olvasókat olyan észrevételekre ösztönözze, melyeket a szerzők felhasználhatnak további kutatásaikban. Az elemzések a szerzők véleményét tükrözik, s nem feltétlenül esnek egybe az MNB hivatalos véleményével. Magyar Nemzeti Bank 1850 Budapest Szabadság tér 8-9. Tel: 428-2600 http://www.mnb.hu

Tartalomjegyzék Bevezetés

1

1. A dezaggregált kibocsátási réses modell

2

1.1. Az öt felhasználási ciklus struktúrája . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

2

1.2. Ár és árfolyam blokk . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

4

1.3. A modell kalibrálása . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

6

2. A szimulációk célja és az eredmények értékelésének elvei

9

2.1. Cél a domináns pályák meghatározása . . . . . . . . . . . . . . . . . .

9

2.2. Az áldozati ráta nagysága bizonytalan . . . . . . . . . . . . . . . . . .

10

3. Szimulációk

11

I. Alapváltozat: Fogyasztási boom árfolyamer˝osödés nélkül . . . . . . . . . .

11

II. Változat: Árfolyam felértékelel˝odés fogyasztási boom mellett . . . . . . .

15

III. Változat: Árfolyam felértékelel˝odés fogyasztási boom nélkül . . . . . . .

17

IV. Változat: Árfolyam felértékelel˝odés fogyasztás megszorítással . . . . . . .

19

V. Változat: Fogyasztás megszorítás árfolyamer˝osödés nélkül . . . . . . . . .

20

VI. Változat: Küls˝o kereslet visszaesésének hatása . . . . . . . . . . . . . . .

23

A kezdeti reálárfolyam feltevés hatása az eredményekre . . . . . . . . . . . .

26

4. Gazdaságpolitikai értékelés

29

Hivatkozások

31

Melléklet

33

A. Felhasznált adatok és adattranszformációk

33

B. A felhasználási ciklusok viselkedési egyenleteinek becslése

36

Összefoglalás Ez a tanulmány megkísérli, hogy restriktív modellfeltevésekkel összehasonlítsa különféle dezinflációs stratégiák, forgatókönyvek költségeit. A számításokhoz kiindulási alapként Benczúr—Simon—Várpalotai [2002] ”kisméretu ˝ makromodelljét” tekintettük, amelynek aggregált kibocsátási rés változóját a GDP felhasználási tételeinek megfelel˝oen bontottuk fel háztartások és kormányzat fogyasztására, beruházásra, exportra és importra. Az így el˝oállt rések viselkedését leíró egyenleteket az 1991—2002-es adatok felhasználásával becsültük meg. Az új, struktúráltabb modell segítségével kiszámítottuk többféle stratégia költségeit és a szükséges dezinflációs periódusok hosszát. Kiszámítottuk a nominális felértékel˝odés hatását, a fiskális lazítás hatását és egy olyan dezinfláció költségeit, amelynél az er˝os árfolyam fiskális megszorításhoz kapcsolódik. Bár a kapott költségszámok — áldozati ráták — abszolút értékeit fenntartással kell kezelnünk, az egyes változatok összehasonlítása azonban egyértelmu ˝ üzenethez vezet: nemcsak gyorsabb, de olcsóbb is az olyan dezinfláció, amelyben a kereslet visszafogása párhuzamosan történik minden szektorban, vagyis a gazdaságpolitika monetáris és fiskális ága összehangoltan m˝ uködik. Ha ez az összhang hiányzik, akkor a dezinfláció lassul és költségei növekednek.

Bevezetés Magyarországon a dezinfláció el˝orehaladtával egyre inkább élez˝odnek azok a viták, melyek az infláció csökkentésének költségei körül forognak. A magyar gazdasági szerepl˝oket ér˝o nehézségekr˝ol szóló hírek megszaporodásával párhuzamosan, 2002. nyarától kezd˝od˝oen egyre nagyobb érdekl˝odés irányult arra a kérdésre, hogy a dezinfláció költségeinek mik a meghatározó tényez˝oi: mi volt a szerepe az árfolyam változásának, az árfolyam szintjének, a küls˝o keresletnek vagy a fiskális politikának. Tanulmányunkban különféle szimulációk eredményeinek összevetése révén megkíséreltük elkülöníteni e tényez˝oknek a hatásait a dezinfláció pályájára és annak költségességére. Számításunk nem cost-benefit elemzés, vagyis nem veti össze a dezinfláció költségeit annak el˝onyeivel. Csak a költségeket és a dezinflációs periódusok hosszát számítja ki. Nem vállalkozik az optimális dezinflációs sebesség kiválasztására sem, vagyis annak értékelésére, hogy ha a gyorsabb dezinfláció költségesebb, akkor milyen áldozatot érdemes vállalni a gyorsaság érdekében. Csak a hatékony variánsok kiválasztására alkalmas a számítás, vagyis arra, hogy kiderítse, ha egy variáns gyorsabb is és olcsóbb is, mint egy másik. A számításokhoz kiindulási alapként Benczúr—Simon—Várpalotai [2002] ”egy-gap”es modelljét tekintettük, amelynek kibocsátási rés (aggregált gap) változóját megkíséreltük felbontani a GDP felhasználási tételei szerint. Ezzel a modell egyrészt struktúráltabbá és dezaggregáltabbá vált. A kibocsátási rés felbontásával párhuzamosan a felhasználási tételek ciklusainak (réseinek) viselkedési egyenleteit becsléssel állítottuk el˝o, szemben a korábbi modell kizárólagosan kalibrált viselkedési egyenletével. Ezt a fejlesztést a következ˝o részben ismertetjük. Tanulmányunk szerkezete a következ˝o. A dezaggregált kibocsátási réses (”5-réses”) modell leírása után kitérünk a paraméterbecslésekre és a paraméter-kalibrációra. Ezután az egyes szimulációk célját és az eredmények értékelésének elveit fogalmazzuk meg, majd az eredmények bemutatása következik. A tanulmányt rövid gazdáságpolitikai értékelés zárja. A mellékletben találhatók a modellépítéshez használt adatok és adattranszformációk, illetve a modell dezaggregált kibocsátási rés egyenleteinek becs-

1

léséhez alkalmazott technika és az annak révén kapott eredmények.

1.

A dezaggregált kibocsátási réses modell

1.1.

Az öt felhasználási ciklus struktúrája

Ebben a részben bemutatjuk Benczúr-Simon-Várpalotai [2002] ”egy gap”-es kisméretu ˝ redukált negyedéves makromodell egy újabb verzióját, melyben a kibocsátási rést tovább strukturáltuk. A modellben az aggregált kibocsátási rést (yt ) felbontottuk fogyasztás (ct ), kormányzati fogyasztás (gt ), beruházás (invt ), export (xt ) és import (mt ) ciklusokra (résekre):1 yt = ct + invt + gt + xt − mt ,

(1)

Ahol a kisbet˝uk a változók logaritmusát jelölik.2 A külkereskedelmi egyenleg definíció szerint: trt = xt − mt . Tekintve, hogy a kibocsátási rés definíció szerint az aktuális és a potenciális kibocsátás közti eltérés, ezért felhasználási célok szerinti felbontása mögöttesen azzal a feltevéssel él, hogy minden egyes felhasználási tételnek — magán és kormányzati fogyasztási, beruházási és export javaknak — megvan a ”potenciális kibocsátási” szintje, amit a termelési tényez˝ok az adott felhasználási célú javak termelésére allokált rendelkezésre álló mennyiségei határoznak meg. Más megfogalmazásban ez egyben annak feltevését jelenti, hogy a termelési tényez˝ok más felhasználási célra való átállítása rövidtávon korlátozott. Az import esetében a ”potenciális kibocsátás” fogalma helyett inkább a ”potenciális szükségletr˝ol” beszélhetünk, ami alatt az az import mennyiség értend˝o, amely a többi felhasználási tétel potenciális kibocsátási szintu ˝ termeléséhez szükségeltetik. (Tehát az import belfölön el˝oállított termékekkel való helyettesíthet˝osége is korlátozott.) 1

A ”ciklus” és a ”rés” fogalmak dolgozatunkban azonosak, váltakozó használatukkal csak a stiláris egyhangúságot kívánjuk oldani. 2 A kibocsátási rések adatokból való el˝oállításának módja a tanulmány mellékletében található.

2

A kibocsátási rés felhasználási célok szerinti felbontását a negyedéves GDP adatokon végeztük el: az 1991. I. negyedévét˝ol rendelkezésre álló GDP felhasználási adatokat szezonálisan igazítottuk, ezt utána Hodrick-Prescott filtereztük (λ = 1600), majd képeztük e kett˝o különbségét szorozva az adott felhasználási tétel GDP-n belüli arányával. Így a felhasználási tételek ciklusai mind a GDP százalékában értelmezettek.3 A kibocsátási rés felbontásával el˝oálló ”felhasználási ciklusok” viselkedésére az alábbiakat tételeztük fel: — A (magán)fogyasztási ciklus (c) az autoregresszív tagon kívül az aggregált kibocsátási rést˝ol függ (y). — A kormányzati fogyasztási ciklust (g) exogénnak tételeztük fel. — A beruházási ciklus (inv) az autoregresszív tagon kívül a küls˝o kereslett˝ol (wd) és a reálárfolyamtól (q) függ. — Az import rést (m) a többi felhasználási ciklus magyarázza akként, hogy a többi felhasználási résben az importból származó hányad rögzített. A viselkedési egyenletek esetében feltételeztük, hogy az autoregresszív tagtól eltekintve a magyarázó változók egyideju ˝ tagjai mellett a késleltetett értékeknek is fontos szerepük van, mivel a változók egymásra hatása csak fokozatosan, késleltetve jelentkezik. Ezért a becsléseknél az adott magyarázó változóknak késleltetettjeit is szerepeltettük. Minden változónak 12 egyidej˝u és késleltetett értékeit vettük be a becsülend˝o viselkedési egyenletekbe — mivel negyedéves adatokról lévén szó a 12 darab késleltetés 3 évnyi késleltetést jelent —, ami már elegend˝oen hosszú id˝o, hogy a változók egymásra tett hatásai kibontakozzanak és ezt a változatos dinamikát az ökonometriai becslések is jól visszaadhassák. Azonban ez a hosszú késleltetés igen sok paraméter becslését követeli meg, ami az id˝osorok rövidsége miatt kivitelezhetetlen — a negyedéves GDP adatok 1991. I. negyedévét˝ol érhet˝oek el —, ezért a járható útnak az tu ˝ nt, ha a viselkedési egyenletek 3

Minderr˝ol b˝ovebb ismertetés található a tanulmány mellékletében.

3

késleltetési struktúráját simasági prior mellett becsültük meg (Lásd Shiller [1973], vagy egy alkalmazásban Várpalotai [2002b]). Ez egy olyan Bayes-i becslési megközelítés, ahol az a priori információk a késleltetési paraméterek változékonyságának alacsony voltára vonatkoznak, azaz t-ik késleltetés paramétere nem különbözhet jelent˝osen az ˝ot megel˝oz˝o (t − 1) és az ˝ot követ˝o (t + 1) késleltetett paramétert˝ol. A felhasználási tételek ciklusait az alábbi becsült viselkedési egyenletekkel írtuk le (a modellben endogén: yt , ct , invt , xt , mt , exogén gt ): (2)

ct = f1 (ct−1 , B1 (L)yt ) invt = f2 (invt−1 , B2 (L)wdt , B3 (L)qt )

(3)

xt = f3 (xt−1 , B4 (L)wdt , B5 (L)qt )

(4)

mt = f4 (B6 (L)ct , B7 (L)invt , B8 (L)gt , B9 (L)xt , B10 (L)qt ),

(5)

ahol Bi (L) késleltetési polinomok, wdt a küls˝o kereslet gap, qt pedig a reálárfolyam. qt csökkenése (emelkedése) a reálárfolyam er˝osödését (gyengülését) tükrözi. A becslés menetét és eredményeit, köztük a fenti (2)-(5) egyenletek végs˝o paramétereit a melléklet tartalmazza.

1.2.

Ár és árfolyam blokk

A becslések eredményeképp el˝oálló felhasználási ciklus-egyenleteket a következ˝o — korábbi leírásunkból (Benczúr-Simon-Várpalotai [2002]) már ismer˝os — ár és árfolyam egyenletek egészítik ki teljes modellé. A kisbet˝ uk a változók logaritmusát jelölik. I ) a belföldön el˝oállított és az importból származó A hazai fogyasztóiár-index (π CP t

termékek inflációjának súlyozott összege (π t ,illetve π m t ): I π CP = (1 − ω)π t + ωπ m t t .

(6)

A külföldi árak begyu ˝ru ˝zése a belföldön értékesített importcikkek áraiba (pm t ) egy

4

fokozatos alkalmazkodási folyamaton keresztül történik: m ∗ m pm t = pt−1 + β pt (st−1 + pt−1 − pt−1 ).

(7)

A hazai el˝oállítású termékek inflációja (π t ), a külföldi infláció (π∗t ), az importcikkek belföldön érvényesül˝o inflációja (π m o árszintjeik közti azonosságok: t ) és megfelel˝ pt = pt−1 + π t

(8)

p∗t = p∗t−1 + π ∗t

(9)

m πm = pm t t − pt−1 .

(10)

Az inflációs változókat a következ˝oképpen normáltuk. A külföldi infláció a modellben exogén és mindvégig évi 2 százaléknak tételeztük fel. Ezt az értéket vontuk le a külföldi és hazai inflációból. Ez utóbbit a Balassa-Samuelson hatástól is megtisztítottuk, így a modellben π t a külföldi infláció plusz Balassa-Samuelson hatás feletti inflációt jelöli. (Természetesen a szimuláció eredményeit már ”visszakorrigálva” ismertetjük.) Változás korábbi modellünkhöz képest, hogy kiiktattuk a nominálárfolyam alakulását leíró kamatparitási egyenletet, így a nominálárfolyamot (st ) exogenizáltuk. Ezt a megoldást ösztönözte, hogy a korábbi modell el˝oretekint˝o kamatparitás egyenlete olyan árfolyam-pályát indukált (kezdeti er˝osödés, majd fokozatos gyengülés), amely az árfolyamsáv-szélesítés óta megfigyelt árfolyam-alakulással ellentétben áll. A szimulációknál majd látni fogjuk, hogy a jöv˝ore vonatkozóan mindvégig konstans (fix) exogén árfolyampályát tételezünk fel. Az árfolyam egységnyi külföldi valuta hazai valutában kifejezve. A modellben a reálárfolyam (qt ) a hazai valutában kifejezett külföldi árszint (p∗t ) és a hazai árszint (pt ) különbsége: qt = st + p∗t − pt ,

(11)

Ahol qt csökkenése (emelkedése) a reálárfolyam er˝osödését (gyengülését) jelzi. A modell egyensúlyi reálárfolyam koncepciója valójában a vásárlóer˝o-paritáson alapul. 5

Vagyis a modellben akkor van egyensúlyban a reálárfolyam, ha a hazai valutában mért külföldi árszint (st + p∗t ) megegyezik a bels˝o árszinttel (pt ). Ezt az er˝os egyensúlyi fogalmat azonban tompíthatjuk — az árszintek megfelel˝o átskálázásával — úgy, hogy az egyensúlyi reálárfolyam csak a hazai valutában mért külföldi és belföldi árszint meghatározott (nem feltétlenül 1:1) arányát jelentse. A modell kínálati oldalát Phillips-görbe írja le:

π t = αunit · [απ π t−1 + (1 − απ )π t+1 ] + η (αy yt + αc ct + αq qt ) .

(12)

Ez is tartalmaz módosítást a korábbi modellhez képest, ugyanis az aggregált kibocsátási rés (y) mellett a fogyasztási rés (c) külön is megjelenik, illetve felt˝ unik az αunit paraméter, mellyel az infláció perzisztenciáját lehet kalibrálni.4

1.3.

A modell kalibrálása

Ellentétben a becsült viselkedési egyenletekkel, az ár és árfolyam blokk paramétereit kalibráltuk. Korábbi leírásunkból átvettük a begyu ˝ ru ˝ zés paraméterét β pt = 0.16 az (7) egyenlethez, ami nagyjából évi 50 százalékos begy˝ ur˝ uzést jelent, illetve a fogyasztói árindex import-hazai összetev˝oinek arányát ω = 0.3 az (6) egyenletben. Tekintve, hogy a Phillips-görbét nem sikerült úgy megbecsülni, hogy az a modellbe beépítve elfogadható pályákat indukált volna, így hátravolt még ennek az összefüggésnek a kalibrálása. A megoldás dinamikája nagyon érzékenynek bizonyult a Phillipsgörbe paramétereire. Ez a tulajdonság valószín˝ uleg összefügg azzal, hogy a rögzített árfolyam szint formájában megfogalmazott horgonya az inflációnak, viszont a Phillipsgörbe az ár változására (infláció) van felírva, ami bár elvezet a rögzített árfolyam által kitu ˝ zött árszinthez, de a hozzávezet˝o megoldás er˝osen oszcillál. 4

A dezaggregált kibocsátási rések lehet˝ové teszik, hogy akár minden ciklus külön-külön, eltér˝o inflációs hatással jelenjen meg az egyenletben: πt = αunit · [απ π t−1 + (1 − aπ )πt+1 ] + αc c + αg g + αi inv + αx x + αm m + αq q

6

Az oszcilláció megszüntetésének egyik eszköze az αunit paraméter csökkentése, amelyet 0.94-nak választottunk. Ez a paraméter elég nagy volt még ahhoz, hogy perzisztenciaként még elfogadható legyen — éves szinten az infláció üteme mintegy a negyedével csökken minden egyéb áldozat nélkül —, viszont már elég kicsi volt ahhoz, hogy a megoldások ne osszcilláljanak. Korábbi írásunkban απ értékét — az infláció hátra és el˝ore tekint˝o részét leíró paramétert — az alapváltozatnál 0.6-nak választottuk, azzal indokolva, hogy az ár- és béralkalmazkodás vélhet˝oleg rugalmas lesz az új árfolyamrezsimben. Az elmúlt id˝oszak folyamatai ezt az optimista vélekedést nem támasztották alá, ezért ehelyett a kevésbé rugalmas árazást jelent˝o απ = 0.8 feltevéssel éltünk.5 Minthogy modellünk vázát eredetileg Svensson [2000] írásából kölcsönöztük, aki egy korábbi tanulmányában (Svensson [1998]) mikroökonómiai alapokból vezeti le modellének paramétereit, ahol az απ paraméter megváltoztatása kihat a többi paraméter (αy , és αq ) értékére is, ezért ennek megfelel˝oen α∗y = (1 − απ ) · 0.2 = 0.04, illetve

α∗q = (1 − απ ) · 0.07 · 0.25 = 0.0035 értékek adódnának. Svensson eredeti modelljében

csak az aggregált output gap szerepelt (y), ezzel szemben az ”5-réses” modellben lehet˝oség nyílt arra, hogy az egyes rések inflációra gyakorolt hatását megkülönböztessük. Így azt tételeztük fel, hogy a fenti α∗y -re kapott érték úgy oszlik meg modellünk αy és αc paraméterei között, hogy az aggregált kibocsátási réshez képest a fogyasztás ciklusának háromszoros hatása van az inflációra (αc = 3αy ) viszont együttes hatásuk továbbra is α∗y = 0.04 legyen. Emiatt αc = 0.03 és αy = 0.01 értékeket választottuk. Az eredeti, inflációt targetáló modellben alkalmazott αy , αc és αq együtthatóknak így azonban csak az egymáshoz viszonyított arányait vettük át. Ebben a modellben a kalibrálás további kritériumának azt tekintettük, hogy a modell (oszcillációk nélkül) megfelel˝o el˝ofeltevések mellett nagyjából reprodukálja az árfolyamsáv-szélesítés óta végbement (dez)inflációs folyamatokat. Ezt az αy , αc és αq paramétereket egy η = 0.3 értékkel szorozva tudtuk teljesíteni. A modellben αunit és η paraméterek kalibrálása egyszerre történt, mivel az oszcil5

Az irodalomban az α paraméter értékére fellelhet˝o 0.6 (Svensson [2000]), 0.8 (Batini— Haldane[1999]), de még 1 is (Mankiw [2001]).

7

láló megoldások kizárásához és a múltbéli tények reprodukálásához mindkét paraméter értékét kellett megfelel˝oen megválasztani. Ugyanakkor látni kell, hogy e két paraméter kölcsönösen befolyásolja a dezinfláció sebességét és költségességét. Ez azt jelenti, hogy minél kisebb αunit (nagyobb η), annál gyorsabb lesz a dezinfláció és kisebb az áldozati ráta. A kalibrálás eredményeképp mindkét paraméter kisebb lett, mint a korábbi modellünkben feltételezett (αunit = 1 és η = 1 volt implicite). Így tehát bár önmagában a kibocsátási rések és a reálárfolyam inflációra gyakorolt hatása kisebb, mégis az αunit paraméter ezt ellensúlyozza és összeségében a modell a korábbi verzióhoz hasonló áldozati rátákat generál.

8

2.

A szimulációk célja és az eredmények értékelésének elvei

2.1.

Cél a domináns pályák meghatározása

Egy konvergens folyamat konvergenciájának sebességét a rendszert leíró pálya domináns sajátértékével szokták mérni. Ez az érték csak a modell struktúrájától és a paraméterekt˝ol függ, tehát független a kiinduló állapottól, vagyis attól, hogy milyen a kezdeti állapot vagy modellünk speciális monetáris szabályában mekkora a megcélzott nominális árfolyam. Szcenárióink értékelésénél a dezinflációs folyamat sebességét nem a konvergencia sebességeként értelmezzük, hanem speciális mércét alkalmazunk. Azt a folyamatot tekintjük gyorsabbnak, amelyikben el˝obb csökken az átlagos éves infláció 2,5 százalék alá. Ez a feltevés közelebb áll ahhoz a gyakorlati értelmezéshez, amely szerint a dezinfláció már akkor sikeres, ha az éves átlagos infláció alatta van a Maastricht-i kritérium szerinti nagyjából 2,5 százalékos tolerancia-határnak.6 Ilyen kritérium mellett már nemcsak a modell paraméterei döntik el a dezinfláció sebességét (amelyek egyébként az alkalmazott speciális monetáris szabály esetén minden szcenárióban azonosak), hanem az is, hogy a folyamat során milyen sokkok érik a rendszert. Így kaphatunk különböz˝o sebesség˝ u folyamatokat attól függ˝oen, hogy milyen a megcélzott fix nominális árfolyam vagy milyen fiskális sokkok érik a gazdaságot. A keresletvisszafogásra, tehát kibocsátási résre alapozó dezinflációs modelleket nem szokták olyan elemzésre felhasználni, amellyel arra keresnék a választ, hogy mi a dezinfláció optimális sebessége, vagyis hogy milyen sebesség mellett lesz a dezinfláció költsége a legalacsonyabb. E tartózkodásnak az az oka, hogy e modellekben a monetáris politika, így a dezinflációs cél definíciószeru ˝ en hiteles. Így a modell nem ismeri a ”sikertelen dezinfláció” fogalmát. Ennek oka a Phillips-görbe ”el˝orenéz˝o” inflációs tagja. Ha a végeredmény ismert a piac el˝ott, akkor végtelenül kis költséggel is eljut oda, ha a tehetetlenségi tényez˝ot hagyjuk ”kifutni”. 6

A Maastricht-i kritérium szerinti inflációs referenciaérték 2002. szeptembere és decembere között 2,9 százalék, 2003. januárjában 2,8 százalék volt.

9

Akik a gyakorlatban a gyors dezinfláció mellett érvelnek, azok nem arra hivatkoznak, hogy adott paraméterek mellett ez a legolcsóbb stratégia, hanem arra, hogy e stratégia révén olyan paraméterek — kedvez˝o várakozások, kis tehetetlenség — alakulnak ki, amelyek esetén valóban olcsóbb lesz a dezinfláció. E stratégia mögött az a feltételezés van, hogy a lassú dezinfláció esetében a piac nem ”látja”, vagyis nem hiszi el a végcélt, ezért a dezinfláció akár meg sem valósul. Ezek a megfontolások nem szerepelnek modellünkben. Így e tanulmányban nem foglalhatunk állást abban a kérdésben, hogy milyen az optimális dezinfláció sebessége. Annyit azonban megtehetünk, hogy ha egy politika gyorsabban vezet el az inflációs célhoz és kisebb áldozattal is jár, akkor azt kedvez˝obbnek min˝osítjük. Szcenáriókat számolunk különféle politikák feltevésével. Nem tudjuk rangsorolni az olyan dezinflációs pályákat, ahol az egyiknél a sebesség is és a költség is nagyobb, mint a másiknál. Ha azonban olyan pályát találunk, ahol a sebesség is gyorsabb és a költség is kisebb, akkor az mindenképpen dominálja a másikat és így a számítás határozott értékel˝o következtetésre vezethet. Ilyen esetek felkutatása és demonstrálása a célunk.

2.2.

Az áldozati ráta nagysága bizonytalan

E viszonylag szerény cél nem foglalja magában azt sem, hogy az áldozati ráták szintjét értékeljük, vagyis azokat valamiféle mért vagy akár el˝orejelzett értékeknek fogjuk fel. Ezt már csak azért sem tehetjük, mert — mint látni fogjuk — a számított áldozati ráták nagyságát a reálárfolyam egyensúlyi szintjére tett kezdeti feltevések alapvet˝oen befolyásolják, márpedig e feltevések helyességének igazolására nincsenek biztos fogódzóink.7 Látni fogjuk, hogy adott modellparaméterek mellett a dezinflációs áldozatok egyes szcenáriók szerinti különbségei viszonylag érzéketlenek az áldozati ráták szintjére. Így az egyes szcenáriók rangsorolása elvégezhet˝o anélkül, hogy a szintek realitását komolyan mérlegelnénk. 7

A Magyar Nemzeti Bankban folyamatban vannak olyan kutatások, melyek az egyensúlyi reálárfolyam értelmezését és értékének becslését célozzák. Egyel˝ore azonban igen bizonytalanok vagyunk a tekintetben, hogy milyen reálárfolyamot tekintsünk egyensúlyinak, vagyis olyannak, amelyhez a gazdaság a dezinfláció után visszatér.

10

3.

Szimulációk

I. Alapváltozat: Fogyasztási boom árfolyamer˝ osödés nélkül A dezinfláció ”alapköltségének” — amelyhez a többi szcenárió költségét viszonyítjuk — azt az esetet tekintettük (Alapváltozat), ahol a csúszó leértékelések megszüntével fennmaradt volna a szu ˝ ksávos árfolyam-rendszer. Praktikusan tehát azt tételeztük fel, hogy az árfolyam egyszer s mindenkorra a 2001. májusi szintjén maradt volna. Azonban nemcsak a nominálárfolyamra kell induló feltevéssel élnünk, hanem a reálárfolyam kezdeti egyensúlyi szintjére is. E feltevésre — mint említettük — a modell igen érzékeny. Mivel igen bizonytalan, hogy 2001. májusában (vagy most) mi az egyensúlyi reálárfolyam szintje, ezért állásfoglalás nélkül kétféle kiinduló feltevéssel éltünk, amelyek mindegyikével lefutattuk a modellt: (1) a 2001. májusi (reál)árfolyam 5 százalékkal alulértékelt volt, (2) a 2001. májusi árfolyam (reál)egyensúlyi volt. A kezdeti reálárfolyam értékére tett feltevés nem azt jelenti, hogy akár 2001 el˝ott, akár az alapváltozatban végig változatlan reálárfolyamot tételeztünk volna fel. A modell logikája szerint a reálárfolyam csak akkor nem változik, ha — eltekintve a BalassaSamuelson hatástól — a hazai és a külföldi infláció különbsége azonos a leértékelés ütemével. 2001. májusában az éves infláció 10%, míg a leértékelés havi üteme 2001. áprilisától kezdve csak 0.2% volt, így ha ezek változatlanok maradtak volna, akkor — ismét eltekintve a Balassa-Samuelson hatástól — a forint reálárfolyama egy év alatt 10% − 12 × 0.2% = 7.6%-kal értékel˝odött volna fel, illetve — szintén a modell logikája szerint — egy évvel korábban (2000. májusában) nagyjából ugyanilyen mértékben volt gyengébb. A modell egyéb kezdeti feltételeit (rések) az adatoknak megfelel˝o értékekre állítottuk. 2001. II. negyedévét˝ol futtattuk a modellt, amely id˝oponttól kezdve a modell generálja a felhasználási réseket és az inflációt. Ebben a szcenárióban beépítettük annak a fiskális sokknak a hatását is, amely a gazdaságot 2001 óta érte. A fiskális többletkiadást — mivel explicit fiskális rés nem szerepel a modellben — a fogyasztást ért pozitív sokknak tekintjük. (A sokk egyaránt eredhet a növekv˝o reálbérekb˝ol, kormányzati transzferekb˝ol, a b˝ovül˝o lakáshitel lehe11

t˝oségekb˝ol.) A tények szimulálására azt tételeztük fel, hogy a fogyasztási boom 4 évig tart, lassú felfutással és lecsengéssel, ami éppen most tet˝ozik kb 3%-os gapen. A feltételezett sokk mindezidáig jól követi a fogyasztási ciklus tényleges alakját. (Lásd a mellékletben Ábra M-1.-t.) Az eredmények részletes ismertetésekor mindig az (1) feltevésnek megfelel˝o, kezdetben 5 százalékos reálárfolyam-alulértékeltségr˝ol indított modell eredményeit mutatjuk be. A (2) induló feltevéssel számolt eredmények az egyes változatok ismertetését követ˝o részben lelhet˝ok fel. A modell megoldása, amelyet az alábbi ábrákon mutatunk be, egy igen elhúzódó dezinflációs forgatókönyvet vázol fel, aminek költségei a mai árakon számolt GDP 16.4 százalékát teszik ki.8 Ez a hipotetikus szcenárió 2.05-os áldozati rátát implikál (16.4/(10 − 2)), ami némileg magasabb a korábbi modellünkbelinél, azonban még mindig alacsonyabb, mint amivel az irodalomban máshol találkozhatunk. Mankiw — Reis [2001] 7.5-es áldozati rátát tételez fel, hivatkozva Okun [1978] és Gordon [1997] munkáira, akik szerint 6 és 18 közötti, illetve 6.4 az áldozati ráta.9 A Magyar Nemzeti Bankban is készült korábban elemzés a várható áldozati rátáról, ebben Világi [2001] portugál, ír és spanyol tapasztalatokat is figyelembe véve egy igen optimista 1-1.3 százalékos áldozati rátát prognosztizál, holott maguk a hivatkozott országpéldák esetében a becslések a 80-as évekre Írországra 0.3-2.9, Portugáliára 0.1-2.0, Spanyolországra 1.814.0 százalékos áldozati rátát eredményeznek, míg a 90-es évekre az ír esetben 1.6-4.6, a portugálra 1.1-1.6, a spanyolra 1.2-7.1 százalékot. A bal fels˝o ábrán az el˝oz˝o év azonos id˝oszaka típusú fogyasztóiár-index látható (pic_eves), illetve pontokkal megjelölve a Magyar Nemzeti Bank év végi inflációs célkit˝ uzései és az azokhoz tartozó célsávok. A jobb fels˝o ábra az egyensúlyi reálárfolyamtól vett eltérést, a bal és jobb alsó pedig a felhasználási réseket tünteti fel. 8

A számszer˝u eredményeink megbízhatóságára még a kés˝obbiekben visszatérünk. A tapasztalati áldozati rátára sok mérés és becslés készült (lásd például Bankim et al. [1992] vagy Ball [1994]). 9

12

1-4. Ábra: Az ”alapváltozat” szimuláció eredményei 6

12

4

10

2

q

0

8

-2

pic_eves

6

-4 -6

4

-8 -10

2

-12

4

2009. I.

2009. III.

2008. I.

2008. III.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. I.

2003. III.

2002. I.

2002. III.

2001. I.

2001. III.

2009. I.

2009. III.

2008. I.

2008. III.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. I.

2003. III.

2002. I.

2002. III.

2001. I.

-14

2001. III.

5

y

3 2 1

x m tr

4 3

c inv tr

2 1 0 -1

0

-2 -3

-1 -2

2009. I.

2009. III.

2008. I.

2008. III.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. I.

2003. III.

2002. I.

2002. III.

2009. I.

2009. III.

2008. I.

2008. III.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. I.

2003. III.

2002. I.

2002. III.

2001. I.

2001. III.

2001. I.

-4 -5

-3

2001. III.

0

Mint az 1. Táblázatból látható, a 2001. májusi szinten rögzített árfolyam mellett csak 2009. második negyedévére csökkenne 2,5 százalék alá az átlagos éves infláció. A modellben a külföldi infláció mindvégig évi 2%, így a hazai egyensúlyi infláció is szükségképpen ennyi. Mivel az egyensúlyt a modell asszimptotikusan közelíti, ezért akkor tekintettük megvalósultnak a dezinflációt, amikor az átlagos éves infláció 2,5% alá csökken. Ez az érték nagyjából összhangban van a Maastricht-i kritériummal. A perzisztens infláció miatt a reálárfolyam fokozatosan mintegy 12 százalékkal túlértékeltté válik (ez tekintélyes, 17 százalékos er˝osödést jelent a kezdeti 5 százalékos alulértékeltséghez képest), ami közvetlenül visszafogja az exportot és a beruházást. Az export és import kezdeti túlfu ˝ töttségét a modellben a küls˝o kereslet 2000 évi magas volta okozza. Mint látható a dezinfláció a fogyasztási boom idején lassul le. A fogyasztási boom azt eredményezi, hogy az export és a beruházás megtorpanása ellenére az aggregált rés még mindig pozitív lesz, emiatt hiányoznak az inflációt fékez˝o er˝ok. Érdekes összevetnünk, hogy a dezinfláció költségeib˝ol milyen arányban részesednek az egyes felhasználási tételek. A 1. táblázatból kiolvashatóan a fogyasztás minimális költséget visel (0.2 százalék), tehát ebben az alapváltozatban a lakosság szinte semmit sem érzékel a reálárfolyam-er˝osödésb˝ol. Nem így a beruházás és az export, amely két szektor viseli a dezinfláció szinte teljes költségét. Az export és az import esetében az ál13

dozatok tartalmazzák a küls˝o kereslet visszaesésének hatását is, amit a VI. Változatnál próbálunk meg külön számszeru ˝síteni. 1. Táblázat: A dezinfláció költségei Feltevés: a 2001. májusi (reál)árfolyam 5 százalékkal alulértékelt volt Alapeset (2001.májusi fix árfolyam fogyasztási boom-mal)

Erősödő árfolyam (+10%) fogyasztási boom-mal

Erősödő árfolyam (+10%) fogyasztási boom nélkül

2001.májusi fix Erősödő árfolyam árfolyam fogyasztás (+10%) megszorítással fogyasztás megszorítással

2001. évi GDP százalékában Fogyasztás Beruházás Export Import Külker. Mérleg

-0,2 -9,5 -29,9 -23,2 -6,7

-6,4 -13,9 -43,1 -36,1 -7,0

-12,7 -11,0 -34,6 -34,4 -0,2

-15,9 -9,6 -30,4 -33,5 3,2

-9,7 -5,2 -17,1 -20,7 3,5

Output gap

-16,4

-27,3

-24,0

-22,4

-11,4

Áldozati ráta

2,05

3,41

3,00

2,79

1,43

2009. II. n.é.

2007. III. n.é.

2007. I. n.é.

2006. III. n.é.

2009. II. n.é.

Árstabilitás elérésének dátuma*

33

A dezinfláció hossza negyedévekben 2001. I. n. é-től 26 24 22

33

Az összköltség megoszlása Fogyasztás Beruházás Export Import Külker. Mérleg

-1,3% -57,9% -182,6% -141,9% -40,8%

-23,4% -50,8% -158,0% -132,3% -25,8%

-53,0% -46,0% -144,2% -143,3% -0,9%

-71,1% -43,1% -135,8% -150,0% 14,2%

* Az árstabilitás elérésének azt az időpontot tekintjük, amikor az átlagos éves infláció 2,5% alá csökken.

14

-85,2% -45,8% -149,7% -180,6% 30,9%

II. Változat: Árfolyam-er˝ osödés fogyasztási boom mellett Itt az alapváltozathoz képest egyedül az árfolyam szintjén változtattunk: permanensen 10%-kal felértékeltebbnek tételeztük fel. Az er˝osebb árfolyam gyorsítja a dezinflációt: 2007. harmadik negyedévére az átlagos éves infláció 2,5 százalék alá csökken, ami majdnem két éves ”nyereséget” jelent az alapváltozathoz képest. A gyorsabb dezinfláció viszont nagyobb áldozattal jár: ebben a változatban a dezinfláció összköltsége a mai árakon számolt GDP negyedét teszi ki. Ez 3.41-es áldozati rátát jelent, ami 1.36 százalékponttal magasabb, mint az alapváltozatban, de még mindig nem túlzott az irodalomban fellelhet˝o számokhoz képest. Összevetve a két esetet, a gyorsabb dezinflációért összesen mai áron számolva körülbelül a GDP tizedét kell feláldozni. A dezinflációnak — összhangban korábbi írásunkkal — két szakasza van. A kezdeti gyors dezinfláció szinte teljes egészében a jelent˝os felértékel˝odés miatt bekövetkez˝o árfolyam-begyu ˝ru ˝ zésének tudható be. Az árfolyam-er˝osödés reálgazdasági hatásai 11,5 év alatt bontakoznának ki, elindítva a dezinfláció második, immár reál-áldozatokkal járó szakaszát. A dezinflációnak itt is elkülöníthet˝o az imént említett két szakasza, azonban két dologra érdemes felfigyelni. A kezdeti, árfolyam-er˝osödés által indukált dezinflációs szakaszt a kialakuló fogyasztási boom csak minimális mértékben befolyásolja. Jelent˝os hatása akkor lesz, amikor a dezinfláció a második szakaszba lép: a fogyasztási boom miatt a szükséges kereslet-visszafogás hiányzik, így az infláció stagnál, illetve csak igen lassan mérsékl˝odik. Az újabb jelent˝osebb dezinflációs szakasz csak akkor kezd˝odik el, amikor a fogyasztási boom véget ér. A fogyasztási boom a dezinfláció lassítása miatt mellékhatásként még nagyobb reálfelértékel˝odést okoz, ezzel további megszorítást eredményez a beruházásoknál és az exportban. E folyamatok ered˝ojeként a külker mérleg csak mérsékelten romlik, hiszen bár az export az alapváltozathoz képest további 13.2 százaléknyit esik vissza, az import is jelent˝osen mérsékl˝odik a többi felhasználási tétel által támasztott importkereslet csökkenése révén. Az alapváltozattól vett eltéréseket szemlélve válnak szembetu ˝n˝ové az árfolyamer˝osödés többletterhei. Az alapváltozathoz hasonló mechanizmussal az er˝osebb reálárfolyam visszafogja az exportot és a beruházásokat, amelyek a csökken˝o aggregált 15

2003. I.

2005. I.

2006. I.

2009. I.

16

2006. I.

-1

2008. I.

-0,5 2006. I.

0

x m tr

-1,5

-2,5

-2 2009. I.

0,5 2009. III.

2004. I.

2009. III.

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2006. I.

2005. III.

2005. I.

2004. III.

2

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2003. I.

4

2009. III.

2008. III.

2005. I.

-10

2007. III.

2007. I.

2006. III.

tr 2005. III.

-1,6

2005. I.

-1,4 2003. III.

2006. I.

2009. III.

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2006. I.

2005. III.

2005. I.

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2003. I.

2002. III.

2002. I.

2001. III.

2001. I.

2009. III.

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

0

2005. III.

-1

2004. III.

-1,2

2004. III.

-0,8

2004. I.

pic_eves

2004. I.

-0,6

2003. III.

0

2003. I.

-8

2003. III.

-6

-4

2003. I.

-3

2002. I.

-2

2002. III.

-1

2002. I.

0

2002. III.

y c inv tr

2001. I.

4

2001. III.

2005. I. 2005. III.

pic_eves

2002. I.

2009. I. 2009. III.

2004. I. 2004. III.

5

2001. III.

2008. I. 2008. III.

-20

2003. I.

8

2001. I.

2007. I. 2007. III.

0 2003. III.

10

2002. III.

2009. I. 2009. III.

2006. I. 2006. III.

-15

2002. I.

10

2001. III.

2008. I. 2008. III.

2005. I. 2005. III.

2

2002. III.

12

2001. I.

2007. I.

2004. I. 2004. III.

1

2009. III.

inv 2007. III.

2003. I. 2003. III.

2

2008. I.

2006. I. 2006. III.

2002. I. 2002. III.

-10

2001. I.

4

2001. III.

6

2008. III.

2005. I. 2005. III.

2001. I. 2001. III.

3

2007. III.

2007. I.

2006. III.

c

2005. III.

-0,4

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2003. I.

2002. III.

2002. I.

2001. III.

-0,2

2004. III.

y

2004. I.

2003. III.

0,4 0,2 0 -0,2 -0,4 -0,6 -0,8 -1 -1,2 -1,4 -1,6 -1,8

2002. III.

2002. I.

2001. III.

2001. I.

-1,8

2001. I.

jövedelmeken keresztül a fogyasztást is visszafogják. 5-8. Ábra: Az ”Er˝osöd˝o árfolyam (+10%) fogyasztási boom-mal” szimuláció eredményei q

-5

6

x m tr

-2

0

-4

9-12. Ábra: Az ”Er˝osöd˝o árfolyam (+10%) fogyasztási boom-mal” szimuláció eredményei, eltérés az ”Alapváltozattól”

-2 0

-4

-6

-8

-12

q

III. Változat: Árfolyam-er˝ osödés fogyasztási boom nélkül Ez a változat a II. változattól abban tér el, hogy nem alkul ki fogyasztási boom. Itt egy kisebb áldozattal járó dezinflációt láthatunk viszont, hiszen az áldozati ráta 3.00-os. Ez a változat az el˝oz˝o változathoz képesti olcsóbbsága mellett ráadásul még gyorsabb dezinflációt eredményez, hiszen már 2007. els˝o negyedévére 2,5 százalék alá csökken az átlagos éves infláció, ami további féléves ”nyereség”. Az ábrákon azt is láthatjuk, hogy a gyorsabb dezinfláció kevésbé értékeli fel a reálárfolyamot, aminek köszönhet˝oen a beruházás és az export kevésbé esik vissza, mint a fogyasztási boom mellett. Természetesen ez utóbbi azt is eredményezi, hogy a fogyasztás jelent˝osen elmarad az el˝oz˝o változathoz képest, ami azonnal érzékelhet˝o megszorítást eredményez aggregált szinten is. A visszafogott kereslet a kereskedelmi mérleg hiányát is jelent˝osen mérsékli. Az 1. táblázat érzékelteti, hogy a fogyasztási boom nélkül összességében csökkenek a dezinfláció költségei (mai árakon számolva a GDP 27.3 százalékáról a GDP 24.0 százalékára, ami 3.3 százalékpontos ”megtakarítás”), az áldozati ráta mint említettük 3.00-ra csökken. A viselt költségek megoszlása is igen jelent˝osen változik: a fogyasztás terhe nagyjából megkétszerez˝odik (6,4 százalékról 12,7 százalékra ugrik), a beruházás és az export összesített terhe pedig csökken (11.0 illetve 34.6 százalékra), amit a kereskedelmi egyenleg szolid hiánya kísér (0.2 százalék). Az ábrákon az is látható, hogy ebben a változatban az infláció végig a Magyar Nemzeti Bank által kitu ˝zött céloknak megfelel˝oen alakul. Összevetve a II. Változat inflációs pályájával, ami 2003-ban az inflációs célkit˝ uzés fels˝o toleranciasávja felett halad, megállapítható, hogy a 2003-as inflációs cél várható nem teljesülésért vélhet˝oleg f˝oként a kialakuló fogyasztási boom okolható.

17

2001. I.

2002. I.

2003. I.

2005. I.

2006. I.

2007. I.

2009. I.

18

2007. I.

0 -0,5

-1 -1,5 2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2006. I.

2005. III.

2005. I.

2004. III.

2009. I.

-2 -2,5 2009. III.

x m tr

2009. I.

1 0,5

2009. III.

2 1,5 2008. III.

2,5

2008. III.

2008. I.

-4,0 2004. I.

0,5

2007. III.

-3,0

2006. I.

-2,0

2006. III.

-1,0

2005. I.

0,0

2005. III.

1,0

2004. III.

tr

2004. I.

-0,5 -0,6

2003. III.

-0,2 -0,3 -0,4

2003. I.

pic_eves

2003. III.

0,2 0,1

2003. I.

2003. I.

2

2009. III.

4

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2006. I.

2005. III.

2005. I.

2004. III.

2004. I.

2003. III.

-3,0 -3,5 2002. I.

-2,0 -2,5

2002. III.

-1,0 -1,5

2002. I.

0,0 -0,5

2002. III.

tr

2001. I.

1,5

2001. III.

2005. I.

2009. III.

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2006. I.

2005. III.

2005. I.

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2003. I.

2002. III.

2002. I.

2001. III.

2001. I.

2009. III.

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2006. I.

2005. III.

0

2002. I.

2009. I. 2009. III.

2004. I. 2004. III.

8

2002. III.

2008. I. 2008. III.

2003. I.

5

2001. III.

2007. I. 2007. III.

-20

2003. III.

pic_eves

2001. I.

2006. I. 2006. III.

-15

0 2002. I.

10

10

2001. III.

2009. I. 2009. III.

2005. I. 2005. III.

2

2002. III.

12

2001. I.

2009. III.

2008. I. 2008. III.

2004. I. 2004. III.

inv

2008. I.

2007. I. 2007. III.

2003. I. 2003. III.

-10

2001. I.

4

2001. III.

6

2008. III.

inv

2007. III.

2006. I. 2006. III.

2002. I. 2002. III.

c

2006. III.

c 2005. III.

2005. I.

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2003. I.

0 -0,1

2005. III.

2002. I.

y

2004. III.

y

2004. I.

2,0 2002. III.

2001. I. 2001. III.

1,0 0,5

2003. III.

3,0

2002. III.

2001. III.

2001. I.

-0,7 -0,8

2001. III.

13—16. Ábra: Az ”Er˝osöd˝o árfolyam (+10%) fogyasztási boom nélkül” szimuláció eredményei q

-5

6

x m tr

-2

0

-4

-6

-8

17—20. Ábra: A ”Er˝osöd˝o árfolyam (+10%) fogyasztási boom nélkül” szimuláció eredményei, eltérés a II.változattól

4,5

3,5 4

2,5 3

1,5 2

1

0

q

IV. Változat: Árfolyam-er˝ osödés fogyasztás megszorítással Megvizsgáltuk, hogy mit eredményezett volna, ha az árfolyam-er˝osödés fogyasztás megszorítással párosult volna. Magát a fogyasztás megszorítás sokkját az I. változatból vettük ellenkez˝o el˝ojellel és fele akkora nagysággal. (Tehát a megszorítás hipotézisünk szerint most érné el mélypontját, kb 1.5%-on. Lásd a 23. ábrát!) Az eredmények szinte ”ráer˝osítenek” a fogyasztási boom nélküli III. változat eredményeire. A fogyasztás megszorítása ”rásegített volna” az árfolyam-er˝osödés dezinfláló hatására, amivel csökkentette volna a reálfelértékel˝odést, ami az ”árfolyam-er˝osödés” esetéhez képest még kisebb áldozati rátát indukált volna. Az 1. táblázatból látható, hogy a dezinfláció költségeinek mintegy háromnegyedét a fogyasztás viseli, viszont ezzel párhuzamosan a beruházás és az export mentesül a terhek egy része alól. 21—24. Ábra: Az ”Er˝osöd˝o árfolyam fogyasztás megszorítással” szimuláció eredményei 12

10

10

5

q

0

8

pic_eves

2009. I.

2009. III.

2008. I.

2008. III.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. I.

2003. III.

2002. I.

2001. I.

2009. I.

2009. III.

2008. I.

2008. III.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. III.

2003. I.

-20

2002. I.

0

2002. III.

-15

2001. I.

-10

2 2001. III.

4

2002. III.

-5

2001. III.

6

6

1,0

y

0,5

c

inv

tr

x m tr

4

0,0

2

-0,5 -1,0

0

-1,5

-2

-2,0

19

2009. I.

2009. III.

2008. I.

2008. III.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. I.

2003. III.

2002. I.

2002. III.

2001. I.

2009. I.

2009. III.

2008. I.

2008. III.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. I.

2003. III.

2002. I.

2002. III.

-8 2001. I.

-6

-3,5 2001. III.

-3,0

2001. III.

-4

-2,5

25—29. Ábra: Az ”Er˝osöd˝o árfolyam fogyasztás megszorítással” szimuláció eredményei, eltérés a II.változattól 7

0,4 0,2

6

pic_eves

0

5

-0,2

4

-0,4

3

-0,6

2

-0,8

1

-1

q 2009. I.

2009. III.

2009. I.

2008. I.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. I.

2003. III.

2002. I.

2009. III.

2

1,0

2008. III.

3

2,0

2008. III.

4

3,0

2002. III.

2001. I.

4,0

2001. III.

2009. I.

2009. III.

2008. I.

2008. III.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. I.

2003. III.

2002. I.

2002. III.

2001. I.

0

2001. III.

1

0,0

0

-1,0 -3,0 -4,0

x m tr

-1

y c inv tr

-2,0

-2 -3

2008. I.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. I.

2003. III.

2002. III.

2002. I.

2001. I.

2009. I.

2009. III.

2008. I.

2008. III.

2007. I.

2007. III.

2006. I.

2006. III.

2005. I.

2005. III.

2004. I.

2004. III.

2003. I.

2003. III.

2002. I.

2002. III.

2001. I.

-4 2001. III.

-5,0

2001. III.

-1,2

V. Változat: Fogyasztás megszorítás árfolyam-er˝ osödés nélkül Az el˝oz˝o változatnál láttuk, hogy amennyiben árfolyam-er˝osödést fogyasztás megszorítás is kíséri, akkor ez utóbbi rásegít a dezinflációra, ráadásul az összesített áldozatot is csökkenti. Ezért megvizsgáltuk azt az esetet is, amikor ugyan van fogyasztás megszorítás, de nincs árfolyam-er˝osödés. Ez a változat példája annak, hogy a feltevések széls˝oséges variálásával a modell furcsa, ”perverz” predikciókhoz is vezethet. Ha például az árfolyam-er˝osödés nagyon kismértéku ˝ — a nominális árfolyamot viszonylag magas szinten stabilizáljuk —, akkor egy inflációt növel˝o keresleti sokk nem növeli párhuzamosan a költséget is és a dezinfláció hosszát is, hanem csak a költséget növeli, a dezinfláció sebességét azonban változatlanul hagyja. Ennek a modellben a tökéletes hitelesség és a feltételezett speciális monetáris szabály az oka, amely a fix árfolyam révén nemcsak az egyensúlyi inflációt, de az egyensúlyi árszintet is meghatározza. Ebben az esetben, ha a gazdaságot inflációt növel˝o sokk éri, akkor a sokk kifutása után az inflációnak szükségszer˝ uen ellenkez˝o irányba kell kilendülnie, hogy a megadott árszint cél teljesüljön és az inflációs cél már az átlendüléskor teljesül. Ez a szcenárió valójában a modellben alkalmazott tökéletes 20

hitelességgel való ”visszaélésen” alapul, mert felteszi, hogy a kezdeti inflációs sokk az emberekben nem növeli az inflációs várakozásokat, hanem éppen csökkenti abból adódóan, hogy a piac bízva a monetáris politikában, várja az árszint célhoz vezet˝o inflációs visszafordulást. Az eredmények tanulságosak: az áldozati ráta igen alacsony (1.43), azonban a dezinfláció nem gyorsul. (Az átlagos éves infláció az alapváltozattal megyegyez˝oen 2009. II. n.é-ben csökken 2,5 százalék alá.) A dezinflációs modellek ebbéli problémáját részben már jeleztük a ”Szimulációk céljai” alfejezetben. Ezekben a modellekben annál olcsóbb a dezinfláció, minél hosszabban tart. Ez a modell felépítéséb˝ol és a paraméterek változatlannak való feltételezéséb˝ol adódik. A valóságban persze joggal vethet˝o fel, hogy majdnem egy évtizedig tartó dezinflációs folyamatot más — akár változó — paraméterek jellemeznek, illetve egy ilyen lassú dezinfláció hitelessége megkérd˝ojelezhet˝o. Az alapváltozattal összevetve ezt a változatot, feltárhatjuk a nem gyorsuló dezinfláció okait. Paradox módon ugyanis a kezdeti fogyasztás megszorítás által megtört infláció a kés˝obbiekben azt eredményezi, hogy a reálárfolyam sokkal kisebb mértékben er˝osödik (2008 körül a reálárfolyam mintegy 6 százalékkal gyengébb mint az alapváltozatban), ami a megszorítás megszünte után csak nagyon mérsékelten képes az inflációt tovább fékezni. Ezzel szemben az alapváltozatnál pont a fogyasztási boom az, ami a reálárfolyamot felértékeli annyira, hogy az a kés˝obbiekben a dezinfláció hajtóereje lehessen.

21

2001. I.

2002. I.

2005. I.

2006. I.

2007. I.

-1,0

y c inv tr -1 0

-2

-5,0

22 2005. I.

2006. I.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2009. I.

-4 2009. III.

-3

2009. I.

x m tr

2009. III.

1 2008. III.

2008. I.

0,0

2008. III.

2

2007. I.

1,0 2005. III.

1

2007. III.

3

2,0

2006. I.

4

3,0

2006. III.

4,0

2005. I.

-1 2003. I.

2 1

2009. III.

4 3

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2006. I.

2005. III.

2005. I.

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2007. I.

2009. III.

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2006. I.

2005. III.

2005. I.

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2003. I.

2002. III.

2002. I.

2001. III.

2001. I.

2009. III.

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2

2005. III.

-0,8

2004. I.

-0,6

2004. III.

-0,4

2004. I.

-0,2

2004. III.

pic_eves

2003. I.

0,4

2003. III.

-2,0

2003. I.

-1,5

2003. III.

-1,0

2002. I.

-0,5

2002. III.

0,0

2002. III.

0,5

2002. I.

tr

2002. III.

1,5

2001. I.

2006. I. 2006. III.

4

2001. III.

2005. I. 2005. III.

pic_eves

2001. I.

2009. I. 2009. III.

2004. I. 2004. III.

8

2001. III.

2008. I. 2008. III.

2003. I. 2003. III.

4

2002. I.

2009. I. 2009. III.

2007. I. 2007. III.

2002. I.

6

10

2001. I.

2008. I.

2006. I. 2006. III.

-8

2002. III.

12

2001. III.

-4,0

2009. I.

-3,0

2009. III.

-2,0 2008. III.

2005. I. 2005. III.

inv

2008. III.

2007. I. 2007. III.

2004. I. 2004. III.

-6

0 2001. I.

2

2001. III.

6

2008. I.

2007. III.

2006. I. 2006. III.

2003. I. 2003. III.

c

2006. III.

2005. I. 2005. III.

0

2005. III.

0,2

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2003. I.

2002. I. 2002. III.

y

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2002. I. 2002. III.

2001. I. 2001. III.

1,0

2003. I.

2002. III.

2001. III.

2001. I.

-1,2

2001. III.

30—33. Ábra: A ”Fogyasztás megszorítás árfolyam-er˝osödés nélkül” szimuláció eredményei

0

q

-2

-4

5

x m tr

0 -1

-2 -3

-4 -5

34—37. Ábra: A ”Fogyasztás megszorítás árfolyam-er˝osödés nélkül” szimuláció eredményei, eltérés az I. változattól

7

6

5

4

3

2

0

q

VI. Változat: Küls˝ o kereslet visszaesésének hatása Az el˝oz˝o változatok ciklus változóinak mindegyikét kivéve a hipotetikus reálárfolyamfeltevésünket a tényeknek megfelel˝o kezdeti értékekr˝ol indítottuk, ami miatt mindegyik változat implicit tartalmazza a küls˝o kereslet visszaesésének hatásait is. Ebben a változatban kiiktattuk ezt a tényez˝ot, bemutatandó a küls˝o kereslet visszaesésének modellbeli hatásait. Ez a szimuláció ezért a II. változat feltevéseit használja azzal a különbséggel, hogy a küls˝o kereslet visszaesésének hatását semlegesítettük a múltra vonatkozóan. (Az így módosított küls˝o keresleti pálya látható a 46. ábrán.) Így közvetlenül a II. változattal lennének összevethet˝oek az eredmények, de a két változat közti eltérés a modell nagyjából additív tulajdonsága miatt a többi változat esetében is irányadó marad. A küls˝o kereslet visszaesésének hatásai a II. Változattól való eltéréseket mutató ábrákon követhet˝oek nyomon. Látható, hogy a küls˝o kereslet visszaesése nélkül a beruházás, de f˝oleg az export 2002—2003-ban csak kisebb mértékben esett volna vissza. A II. Változattal összevetve a költségeket a 2. Táblázat alapján több tanulságot vonhatunk le. A modell teljes horizontján (ez 2099. IV. n.é.-ig tart) a küls˝o kereslet visszaesése csak mérsékelten befolyásolja az áldozati rátát (3.41 helyett 3.30), azonban összetételére jelent˝osebben hat, hiszen a beruházás terheit 15.1 százalékkal, míg az exportét 23.0 növeli. Még jelent˝osebb a küls˝o kereslet visszaesésének hatása, ha azt csak rövidebb id˝ohorizonton, 2003. IV. n. é.-ig számszer˝usítjük. Ekkor a hatás relatíve még er˝osebb: a beruházás terhei kétszeresére, míg az export terhei két és félszeresére növekednek. Másképpen fogalmazva a beruházások visszaesésének mintegy 67 százalékát, míg az export mérsékl˝odésének több mint 71 százalékát a küls˝o kereslet mérsékl˝odése okozza. Tehát különösen rövidtávon nem lehet kizárólag az árfolyam-er˝osödést okolni e kedvez˝otlen folyamatok magyarázataként, éppen ellenkez˝oleg a felértékel˝odés csak kisebb részben okozója a terheknek. A fogyasztásra — várakozásainknak megfelel˝oen — a küls˝o kereslet visszaesése csak áttételesen és igen mérsékelten hat.

23

2001. I.

0,0 1

0,5

-0,5

24 2005. I.

2006. I.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2009. I.

0

-0,4

x m tr 2009. III.

3

2009. I.

2,5

2009. III.

4 2008. III.

3,5

2008. III.

-0,2

2008. I.

1,5

2007. I.

2

0,2

2007. III.

0,4

2006. I.

y c inv tr

2006. III.

1,0 2005. III.

0,02

2005. I.

0,03 2003. I.

2 1

2009. III.

4 3

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2006. I.

2005. III.

2005. I.

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2006. I.

2009. III.

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2006. I.

2005. III.

2005. I.

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2003. I.

2002. III.

2002. I.

2001. III.

2001. I.

2009. III.

2009. I.

2008. III.

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

0

2005. III.

0,04

2004. III.

0,05

2004. III.

pic_eves

2004. I.

0,07

2004. I.

-0,1

2003. III.

0

0,08

2003. III.

0,09

2003. I.

-4,0

2003. I.

-3,0

2002. I.

-2,0

2002. III.

0,0

2002. I.

-1,0

2001. I.

y c inv tr

2001. III.

4,0

2002. III.

2009. I. 2009. III.

2005. I. 2005. III.

4

2002. I.

2008. I. 2008. III.

2004. I. 2004. III.

pic_eves

2002. III.

2007. I. 2007. III.

2003. I. 2003. III.

5

2001. III.

2006. I. 2006. III.

2002. I.

8

2001. I.

2005. I. 2005. III.

-25

2002. III.

10

10

2001. III.

2009. I. 2009. III.

2004. I. 2004. III.

-20

0 2001. I.

2

2001. III.

12

2001. I.

0,6

2009. I.

0,8 2008. III.

2003. I. 2003. III.

1,0

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

2006. I.

2005. III.

2005. I.

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2003. I.

2002. I. 2002. III.

2,0

2009. III.

2002. I.

3,0

2008. III.

-0,8

2002. III.

2001. I. 2001. III.

6

2008. I.

2007. III.

2007. I.

2006. III.

-0,7

0 2001. I.

0,01

2001. III.

0,06

2006. I.

2005. III.

2005. I.

2004. III.

2004. I.

2003. III.

2003. I.

2002. III.

2002. I.

2001. III.

38—41. Ábra: A ”Küls˝o kereslet visszaesése nélküli árfolyam-er˝osödés” szimuláció eredményei

-5

q

-10

-15

5

x m tr

0 -1

-2 -3

-4 -5

42—45. Ábra: A ”Küls˝o kereslet visszaesése nélküli árfolyam-er˝osödés” szimuláció eredményei, eltérés a II.változattól

-0,2

-0,3

-0,4

-0,5

-0,6

q

46. Ábra: A küls˝o kereslet eredeti és VI. változat szerinti pályája 10 8 6 4 2 0 -2 -4 -6

Külső kereslet VI. változat szerinti pályája Külső kereslet eredeti pályája

-8

200501

200401

200301

200201

200101

200001

199901

199801

199701

199601

199501

199401

199301

199201

199101

-10

2. Táblázat: A küls˝o kereslet visszaesésének költségei Teljes horizonton

2003. IV. n. é.-ig

Külső kereslet Erősödő Erősödő visszaesése árfolyam árfolyam miatti teher(+10%) (+10%) növekedés fogyasztási fogyasztási (százalékban) boom-mal, boom-mal, külső kereslet külső kereslet visszaesésével visszaesése nélkül

Külső kereslet Erősödő Erősödő visszaesése árfolyam árfolyam miatti teher(+10%) (+10%) növekedés fogyasztási fogyasztási (százalékban) boom-mal, boom-mal, külső kereslet külső kereslet visszaesésével visszaesése nélkül

2001. évi GDP százalékában Fogyasztás -6,4 -5,9 Beruházás -13,9 -12,0 Export -43,1 -35,1 Import -36,1 -26,6 Külker. Mérl -7,0 -8,5

8,3% 15,1% 23,0% 35,8% -17,1%

Output gap

-27,3

-26,4

3,3%

Áldozati ráta

3,41

3,30

3,3%

2007. III. n.é.

2007. IV. n.é.

Árstabilitás elérésének dátuma*

2001. évi GDP százalékában 6,9 6,9 -2,4 -0,8 -7,8 -2,2 -2,0 3,9 -5,8 -6,1

* Az árstabilitás elérésének azt az időpontot tekintjük, amikor az átlagos éves infláció 2,5% alá csökken.

25

-1,4

-0,1

-0,2% 199,4% 247,2% -151,9% -5,5% 2323,1%

A kezdeti reálárfolyam feltevés hatása az eredményekre Az alapváltozat feltevéseinek tárgyalásakor már felhívtuk a figyelmet arra, hogy az eredmények azzal a kiinduló feltevéssel születtek, hogy a 2001. májusi (reál)árfolyam 5 százalékkal alulértékelt volt. Ezzel szemben megvizsgáltuk, hogy mit eredményezne a másik feltevésünk, miszerint a 2001. májusi árfolyam (reál)egyensúlyi volt. 3. Táblázat: A dezinfláció költségei Feltevés: a 2001. májusi (reál)árfolyam egyensúlyi volt Alapeset (2001.májusi fix árfolyam fogyasztási boom-mal)

Erősödő árfolyam (+10%) fogyasztási boom-mal

Erősödő árfolyam (+10%) fogyasztási boom nélkül

Erősödő 2001.májusi fix árfolyam árfolyam (+10%) fogyasztás fogyasztás megszorítással megszorítással

2001. évi GDP százalékában Fogyasztás Beruházás Export Import Külker. Mérleg

-3,5 -11,9 -36,6 -29,9 -6,7

-9,6 -16,3 -49,9 -42,7 -7,1

-16,0 -13,5 -41,4 -41,0 -0,3

-19,1 -12,1 -37,1 -40,2 3,1

-13,0 -7,7 -23,9 -27,3 3,5

Output gap

-22,1

-33,0

-29,7

-28,1

-17,2

Áldozati ráta

2,76

4,13

3,72

3,51

2,15

2008. II. n.é.

2007. I. n.é.

2006.II. n.é.

2005. IV. n.é.

2007. III. n.é.

Árstabilitás elérésének dátuma*

29

A dezinfláció hossza negyedévekben 2001. I. n. é-től 24 21 19

26

Az összköltség megoszlása Fogyasztás Beruházás Export Import Külker. Mérleg

-15,6% -53,8% -165,7% -135,2% -30,5%

-29,1% -49,4% -151,0% -129,5% -21,5%

-53,7% -45,3% -139,0% -138,0% -1,0%

-68,1% -42,9% -132,0% -143,1% 11,0%

* Az árstabilitás elérésének azt az időpontot tekintjük, amikor az átlagos éves infláció 2,5% alá csökken.

26

-75,6% -44,6% -138,9% -159,1% 20,1%

Az ábrákat mell˝ozve táblázatokban mutatjuk be az eredményeket. A 3. Táblázat tartalmazza a dezinfláció költségeit, a 4. Táblázat pedig az alternatív (5 százalékos kezdeti alulértékeltség) változattól való eltéréseket. Ebb˝ol kit˝ unik, hogy minél er˝osebb az egyensúlyi reálárfolyam a kiinduló reálárfolyamhoz képest, annál nagyobb lesz a kibocsátási veszteség, de a dezinfláció gyorsasága is megn˝o. Ennek az az oka, hogy — mivel a reálárfolyam nem tér vissza a kiinduló helyzethez — a folyamat egészét tekintve er˝osebb lesz az árfolyamhatás és ez nagyobb kibocsátási veszteséget okoz. Ez a többlet kibocsátási veszteség gyorsítja a dezinflációt. A dezinfláció összköltsége minden változatnál a GDP 5.7 százalékával emelkedik, az egyes felhasználási tételeket azonosan érintve. (Emiatt persze megváltoznak az egyes költségarányok.) Az els˝o négy esetben a dezinflációs szakasz is nagyjából egyformán rövidül, fél-egy évnyit. (Az eltérések részben a modell diszkrét id˝okezeléséb˝ol adódnak.) Egyedül az utolsó esetben jelent˝osebb az árstabilitás elérésének el˝obbrekerülése, ami az V. Változatnál már írottak miatt annak tudható be, hogy a gyenge kezdeti reálárfolyam fogyasztás megszorítással olyan kombinációt eredményezett, ahol e két er˝o nagyjából kioltotta egymást. Ezért most er˝osebb kezdeti reálárfolyamot feltételezve gyorsabb lesz a dezinfláció mint az Alapváltozatban. Azaz er˝osebb kezdeti reálárfolyam feltetelezése mellett a nominálárfolyam-er˝osödés nélküli esetekre is igaz lesz, hogy a fogyasztás megszorítás gyorsabb és olcsóbb dezinflációt eredményez. A dezinfláció költséginek összevetése arra is rávilágít, hogy miért nem tu ˝ ztük ki célul az áldozati ráták szintjének értékelését, csak a relatív összevetésüket. Mint látjuk az áldozati ráták szintje a kezdeti reálárfolyam-feltevést˝ol is függ, aminek valóságos szintje bizonytalan. Viszont az is látható, hogy a reálárfolyam-feltevésnek megváltozása minden változatot egyformán érint, így a különféle szcenáriók összevetéséb˝ol levont következtetéseket nem befolyásolja.

27

4. Táblázat: A felhasználási tételek különbsége az alapváltozathoz viszonyítva, ha a reálegyensúlyi szint 5%-kal gyengébb Alapeset (2001.májusi fix árfolyam fogyasztási boom-mal)

Erősödő árfolyam (+10%) fogyasztási boom-mal

Erősödő árfolyam (+10%) fogyasztási boom nélkül

Erősödő 2001.májusi fix árfolyam árfolyam (+10%) fogyasztás fogyasztás megszorítással megszorítással

2001. évi GDP százalékában Fogyasztás Beruházás Export Import Külker. Mérleg

-3,2 -2,4 -6,7 -6,7 -0,1

-3,2 -2,4 -6,7 -6,7 -0,1

-3,2 -2,4 -6,7 -6,7 -0,1

-3,2 -2,4 -6,7 -6,7 -0,1

-3,2 -2,4 -6,7 -6,7 -0,1

Output gap

-5,7

-5,7

-5,7

-5,7

-5,7

Áldozati ráta

0,72

0,72

0,72

0,72

0,72

4 .n.é.

2 .n.é.

3 .n.é.

3 .n.é.

7 .n.é.

Árstabilitás elérésének előbbrekerülése

Az összköltség megoszlása Fogyasztás Beruházás Export Import

-14,3% 4,1% 16,9% 6,7%

-5,7% 1,5% 7,1% 2,8%

-0,7% 0,7% 5,2% 5,2%

3,0% 0,2% 3,8% 6,9%

9,6% 1,2% 10,8% 21,6%

Külker. Mérleg

10,2%

4,3%

-0,1%

-3,2%

-10,8%

Százalékpontos eltérések az 5 százalékkal alulértékelt (reál)árfolyam feltevéshez képest.

28

4.

Gazdaságpolitikai értékelés

Bár a modell által szolgáltatott számszer˝ u eredmények önmagukban is érdekesek, a f˝o következtetéseket az egyes változatok összevetése szolgáltatja. A kibocsátási áldozat és a dezinfláció hosszúságának együttes mérlegelése alapján az I. Alapváltozat és a II. változat között a rangsor modellünk alapján nem meghatározható, mert egyik sem dominálja a másikat. A III. változat dominálja a II. változatot, mert költsége is kisebb és a dezinfláció hossza is rövidebb, a IV. változat pedig ugyanígy a II.-t és a III.-t. Mint az 1. Táblázatból látható, a IV. változatban az összes áldozat a II. változat 27.3 százalékával szemben a GDP 22.4 százaléka, a dezinflációs periódus pedig öt negyedévvel rövidebb. A tanulság egyértelmu ˝: nemcsak gyorsabb, de olcsóbb is az olyan dezinfláció, amelyben a kereslet visszafogása párhuzamosan történik minden szektorban, vagyis a gazdaságpolitika monetáris és fiskális ága összehangoltan m˝ uködik, azonos cél érdekében. Az egyes változatok nemcsak az áldozatban és a dezinfláció hosszában, hanem az áldozat szerkezetében is különböznek. A fogyasztási boom a tisztán árfolyam-er˝osödéssel operáló gazdaságpolitikához képest csökkenti a fogyasztási áldozatot (12.7 százalékról 6.4 százalékra). Ez a 6.3 százalékpontos csökkentés a háztartások vagyonában 8.2 százalékpontos GDP arányos csökkenést okoz10 , illetve 2.9 százalékpontos beruházáskieséssel és 6.8 százalékpontos küls˝o mérlegromlással jár, tehát összesen 17.9 százalékpontos csökkenéssel jár az ország vagyonában. Ez a vagyonkiesés a kés˝obbi, — dezinfláció utáni — potenciális jövedelmünket fogja csökkenteni. Érvelhetnénk úgy, hogy ez az ára annak, hogy a fogyasztókat megkíméljük a hirtelen fogyasztáscsökkenés terhét˝ol. Ez az érv azonban gyenge. Vajon megengedhet˝o-e, hogy a nemzeti vagyonból úgy fogyasztunk el 6.3 százalékpontot, hogy emiatt még további 11.3 százalékot elveszítünk, vagyis összesen 17.9 százalékot áldozunk 6.3 százalékért? Dekomponálva egyes tényez˝ok szerepét a beruházások és az export alakulására arra a következtetésre jutottunk, hogy 2001-2003. között a küls˝ o kereslet mérsékl˝ odése legalább kétharmad, míg az árfolyam-er˝ osödés legfeljebb egyharmad részben magyarázza a 10

Az elhúzódó 3%-os fogyasztási boom összesen 8.2%-os plusszkiadással jár, ami szintén vagyoncsökkenés.

29

beruházások és az export visszaesését. Az is tanulságos, hogy a kialakuló fogyasztási boom melletti dezinfláció a 2001. májusi árfolyamszint fennmaradása esetén is jelent˝ os áldozattal járt volna. Ennek oka a többletkereslet miatt stagnáló infláció, ami jelent˝osen felértékeli a reálárfolyamot.

30

Hivatkozások Ball, Laurence [1994]:What Determines the Sacrifice Ratio. In Monetary Policy, szerk Mankiw, N. Gregory, The University of Chicago Press, 155-193. o. Bankim, Chada — Masson, Paul R. — Meredith, Guy [1992]: Models of Inflation and the Costs of Disinflation. International Monetary Fund Staff Papers, No 39, 395-431. o. Batini, Nicoletta — Haldane, Andrew [1999]: Forward-Looking Rules for Monetary Policy. In Monetary Policy Rules, szerk Taylor, John B., 157-201. o. Benczúr Péter — Simon András — Várpalotai Viktor [2002]: Dezinflációs számítások kisméretu ˝ makromodellel. MNB Füzetek, 2002/4. Gordon, Robert J. [1997]: The Time-Varying Nairu and Its Implications for Economy Policy. Journal of Economic Perspectives, Winter, 11-32. o . Mankiw, N. Gregory — Reis, Ricardo [2001]: Sticky Information Versus Sticky Prices: a Proposal to Replace the New Keynesian Phillips Curve. NBER Working Paper, No 8290. Okun, Arhtur [1978]: Efficient Disinflationary Policies. American Economic Review, 68(2), 348-352. o . Schiller, R. [1973]: A Distributed Lag Estimator Derived from Smoothness Priors. Econometrica, 41. 775-778. o. Svensson, Lars E. O. [1998] Open Economy Inflation Targeting. CEPR Working Paper, No 1989. Svensson, Lars E. O. [2000] Open Economy Inflation Targeting. Journal of International Economics, 50(1), 155-184. o . Várpalotai Viktor [2002a]: Dezaggregált költségbegy˝ ur˝ uzés-alapú ökonometriai infláció-el˝orejelz˝o modell. MNB kézirat. 31

Várpalotai Viktor [2002b]: Numerikus módszer gazdasági adatok visszabecslésére. Statisztikai Szemle 2002/9, 813-832. o. Világi Balázs [2001]: A dezinfláció reálköltségei. MNB kézirat.

32

Melléklet A.

Felhasznált adatok és adattranszformációk

Kiindulási adataink a negyedéves GDP statisztika 1991. I. negyedévt˝ol (Várpalotai [2002a]), a küls˝o kereslet indexe, mely külkereskedelmi partnereink forgalommal súlyozott GDP-je, illetve a fogyasztóiár-index alapú reálárfolyam. A modellben minden változó logaritmizálva van. A ciklus változókat következ˝oképpen állítottuk el˝o. A GDP felhasználási tételeket (c, inv, g, x, illetve m) és a küls˝o keresletet (wd) szezonálisan igazítottuk, ezt utána Hodrick-Prescott filtereztük (λ = 1600), majd képeztük e kett˝o különbségét. Ezzel el˝oálltak a nyers ciklus adatok, mely az adott változók Hodrick-Prescott trendjét˝ol való (logaritmikus) százalékos eltérésként értelmezhet˝ok. Annak érdekében, hogy a GDP felhasználási tételek ciklusai a GDP százalékában legyenek kifejezve és ezáltal a ciklus változókra is teljesüljön az y = c + inv + g + x − m azonosság, a kapott felhasználási tételek ciklusait megszoroztuk GDP-n belüli arányukkal, amit az adott felhasználási tétel és a GDP exponenciált Hodrick-Prescott trendjeinek hányadosával közelítettük. A reálárfolyamnál a trendt˝ol való szu ˝ rés technikája annyiban módosult, hogy lineáris trendet illesztettünk az 1997.Q1-2001.Q1 adatokra, amely az árfolyam és a küls˝o egyensúly szempontjából is viszonylag stabil id˝oszaknak tekinthet˝o, majd ezt a kivetített trendet használtuk az egyensúlyi reálárfolyamtól való eltérés meghatározásához, amely így szintén százalékban értelmezett. A lineáris trend feltételezésével tulajdonképpen a Balassa-Samuelson hatás egyszer˝u módon való kisz˝urése volt a célunk. Az alábbi ábrák az így definiált modellváltozókat mutatják. Minden sorban a bal oldali ábrán a logaritmizált, szezonálisan igazított id˝osor (SAL_ prefixesek) és annak (Hodrick-Prescott) trendje (HPL_ prefixesek) látható, míg jobb oldalon a modellhez használt, az e kett˝o különbségeként el˝oálló — illetve a GDP tételeknél a fenti módon ismertetett transzformációt is tartalmazó — ciklusok (GAPL_ prefixszel).

33

Ábra M-1.: A háztartások fogyasztása 7.10

7.10

7.05

7.05

.05

.05

.04

.04

.03

.03

.02

.02

7.00

7.00

6.95

6.95

.01

.01

6.90

6.90

.00

.00

6.85

6.85

-.01

-.01

-.02

-.02

-.03

-.03

6.80

6.80

6.75

6.75 1992

1994

1996

SAL_CONS

1998

2000

-.04

2002

-.04 1992

1994

1996

HPL_CONS

1998

2000

2002

GAPL_CONS

Ábra M-2.: Beruházások 6.4

6.4

.06

.06

6.2

6.2

.04

.04

6.0

6.0

.02

.02

5.8

5.8

.00

.00

5.6

5.6

-.02

-.02

5.4

5.4

-.04

-.04

5.2

5.2

-.06

-.06

5.0

-.08

5.0 1992

1994

1996

SAL_INVEST

1998

2000

-.08 1992

2002

1994

1996

1998

2000

2002

GAPL_INVEST

HPL_INVEST

Ábra M-3.: A kormányzati fogyasztás 5.30

5.30

.025

.025

5.25

5.25

.020

.020

5.20

5.20

.015

.015

5.15

5.15

.010

.010

5.10

5.10

5.05

5.05

.005

.005

5.00

5.00

.000

.000

4.95

4.95

-.005

-.005

4.90

-.010

4.90 1992

1994

1996

SAL_GOVCONS

1998

2000

2002

-.010 1992

1994

1996

1998

GAPL_GOVCONS

HPL_GOVCONS

34

2000

2002

Ábra M-4.: Export 7.4

7.4

7.2

7.2

7.0

7.0

6.8

6.8

6.6

6.6

6.4

6.4

6.2

6.2

6.0

6.0

5.8

5.8 1992

1994

1996

SAL_EXPORT

1998

2000

.08

.08

.04

.04

.00

.00

-.04

-.04

-.08

-.08

-.12

2002

-.12 1992

1994

HPL_EXPORT

1996

1998

2000

2002

GAPL_EXPORT

Ábra M-5.: Import 7.4

7.4

7.2

7.2

7.0

7.0

6.8

6.8

6.6

6.6

6.4

6.4

6.2

6.2

6.0

6.0

5.8

5.8 1992

1994

1996

SAL_IMPORT

1998

2000

.12

.12

.08

.08

.04

.04

.00

.00

-.04

-.04

-.08

-.08 1992

2002

1994

1996

1998

2000

2002

GAPL_IMPORT

HPL_IMPORT

Ábra M-6.: GDP 7.55

7.55

.05

.05

7.50

7.50

.04

.04

7.45

7.45

.03

.03

7.40

7.40

.02

.02

7.35

7.35

.01

.01

7.30

7.30

.00

.00

7.25

7.25

-.01

-.01

7.20

7.20

-.02

-.02

7.15

-.03

7.15 1992

1994

1996

SAL_GDP

1998

2000

2002

-.03 1992

HPL_GDP

1994

1996

1998

GAPL_GDP

35

2000

2002

Ábra M-7.: Küls˝o kereslet 5.1

5.1

5.0

5.0

4.9

4.9

4.8

4.8

4.7

4.7

4.6

4.6

4.5

4.5

4.4

4.4 1992

1994

1996

1998

SAL_WD

2000

.08

.08

.04

.04

.00

.00

-.04

-.04

-.08

-.08 1992

2002

1994

1996

1998

2000

2002

GAPL_WD

HPL_WD

Ábra M-8.: Fogyasztóiár-index alapú reálárfolyam 4.9

4.9

4.8

4.8

4.7

4.7

4.6

4.6

4.5

4.5

4.4

4.4

4.3

4.3 1992

1994

1996

SAL_REER

B.

1998

2000

2002

.2

.2

.1

.1

.0

.0

-.1

-.1

-.2

-.2 1992

1994

HPL_REER

1996

1998

2000

2002

GAPL_REER

A felhasználási ciklusok viselkedési egyenleteinek becslése

A viselkedési egyenleteknél az alábbi általános osztott késleltetési formulából indultunk ki: (Itt most v a függ˝o változót, zj a magyarázó változókat jelöli.)

vt = β + β AR · vt−1 +

T1 X i=0

β 1,i · z1,t−i +

T2 X i=0

β 2,i · z2,t−i + ... +

Tn X i=0

β n,i · zn,t−i + εt . (13)

Ehhez definiáltunk simasági priorokat és tettünk el˝ojelmegkötéseket. A simasági priorok azt az el˝ozetes információt formalizálják, hogy az osztott késleltetés paraméterei egyik késletetési periódusról a másikra csak fokozatosan változhatnak. Ezt a

36

változékonyságot az alábbi formulával mértük: n X

Tj −1

wj

j=1

X £¡ ¢ ¡ ¢¤2 β j,i − β j,i−1 − β j,i − β j,i+1 ,

(14)

i=1

Ahol wj a j-ik magyarázó változó osztott késleltetett paramétereinek változékonyságához tartozó (kalibrálható) súly. Technikailag a becslés simasági priorral a szokásos legkisebb négyzetek elvével analóg, attól csak a β0 Sβ tagban tér el, ami a simaságot ”méri”: min(v − Zβ)0 (v − Zβ)+β 0 Sβ β

úgy, hogy

(15)

hφi β ≥ 0,

Ahol v a függ˝o változó vektora, Z a magyarázó változók adatmátrixa, β a becsülend˝o paraméterek, S a (14) simaságot mér˝o formula mátrix formában, φ az el˝ojelmegkötésekhez szükséges vektor (elemei 1 vagy −1), hφi a φ vektorból képzett diagonális mátrix. Az S = WQ, ahol W = w ⊗ I és Q = P ⊗ I, ahol I az egységmátrix, w a wi súlyokból képzett vektor és: 

         P=         

1 −2 1 0 0 .. . 0 0

−2

1

0

5

−4

1

... ... ...

0



      −4 6 −4 1   ... ...  1 −4 6 .  ... ... ... 0 1 1 0    ... ... 6 −4 1    ... ... 0 1 −4 5 −2   ... ... ... 0 1 −2 1 0

... ...

0 .. . .. .

(16)

A becslésekhez a fenti (15) kvadratikus feladatot használtuk. Az alábbiakban bemutatjuk a becsült osztott késleltetési profilokat. Az ábrákon balról-jobbra növekszik a késleltetés. A begy˝ur˝ uzés paramétereinek összegét, amely másképpen az osztott késleltetés paramétereinek összege, akként lehet értelmezni, hogy egy egyszeri 1 százalékos 37

sokk az adott magyarázó változóban — id˝oben persze elnyújtva — összesen hány százalékos sokkot generál a függ˝o változóban (eltekintve a multiplikátor hatástól). A kapott együtthatók mindegyike becsült, az osztott késleltetés paramétereire korlátozást — az el˝ojelmegkötésen kívül — sehol sem tettünk. A becsült paramétereket a Táblázat M-1. tartalmazza. A becslések illeszkedését az Ábra M-9-12. mutatják. Az osztott késleltetés profiljai az Ábra M-13-16. látható. Az egy egyenletes impulzusválasz-függvényeket az Ábra M-17-20. tartalmazzák, ahol az adott függ˝o változóban bekövetkez˝o permanens 1 százalékos változás hatása követhet˝o nyomon. Táblázat M-1.: A viselkedési egyenletek illeszkedése és becsült együtthatói c inv x m

bAR

Sby

Sbwd

Sbq

Sbc

Sbinv

Sbg

Sbx

R2

0,86 0,07 0,50 –

0,08 – – –

– 0,16 0,35 –

– 0,07 0,12 -0,11

– – – 0,64

– – – 0,65

– – – 0,38

– – – 0,90

0,86 0,41 0,86 0,94

A fogyasztási ciklus viselkedési egyenletének becsült alakja: ct = β c + β cAR · ct−1 +

P11

c i=0 β y,i

· yt−i . A fogyasztás ciklusának autoregresszív paramétere igen magas, ami

a fogyasztási ciklusok tartósságára utal. Bár a begyu ˝ ru ˝ zés paramétereinek az összege kicsi, ezért els˝o ránézésre úgy tu ˝ nhet, hogy a kibocsátási rés csak kis mértékben hat a fogyasztási ciklusra, de ezt a csekélynek látszó hatást az autoregresszív paraméter feler˝osíti, mivel egy periódusnyi 1 százalékos sokk — id˝oben elnyújtva — összesen 0, 56 százalékos fogyasztás többletet generál. A beruházási ciklus viselkedési egyenletének alakja: invt = β inv + β inv AR · invt−1 + P11 inv P11 inv i=0 β wd,i · wdt−i + i=0 β q,i · qt−i . A becsült paraméterek bár mutatják a beruházások

küls˝o kereslet és reálárfolyam-érzékenységét, mégis ezek a paraméterek meglehet˝osen

alacsonyak. Ennek két oka is van: (1) amiatt, hogy a felhasználási ciklusok maradék nélkül kiadják a kibocsátási rést, ezért a beruházások közé vettük a készletváltozást is, (2) másrészt a beruházások önmagukban két részb˝ol tev˝odnek össze (lakossági és vállalati), ahol az utóbbi id˝oszakban ellentétes folyamatok bontakoztak ki, hiszen míg a lakossági beruházások nagymértékben felfutottak, addig a vállalati beruházások jelent˝osen csökkentek. E két egymást kioltó változás miatt adódnak relatív kicsi begyu ˝ru ˝ zési paraméterek. 38

P x Az export ciklus viselkedési egyenletének alakja: xt = β x + β xAR · xt−1 + 11 i=0 β wd,i · P x wdt−i + 11 i=0 β q,i ·qt−i . Az export egyenlet autoregresszív paramétere relatíve nagy, és ér-

zékenyen reagál a küls˝o keresletre és a reálárfolyam változására is. Hosszútávon a küls˝o kereslet 1 százalékos megnövekedése 0.70 százalékkal b˝ovíti, míg a reálárfolyam gyengülése 1 százalékpontonként 0.24 százalékkal növeli az exportot (export reálárfolyamrugalmassága). Az impulzus válaszfüggvény alakja azt tükrözi, hogy a küls˝o kereslet változására szinte azonnal reagál az export, viszont a reálárfolyam exportra gyakorolt hatása csak késéssel bontakozik ki. Az import ciklus viselkedési egyenletben autoregresszív tag nem szerepel, összhangban azzal a megközelítéssel, hogy az importot a többi felhasználási tételb˝ol fakadó behozatali igényként tekintjük. Ennek megfelel˝oen a begyu ˝ru ˝zési paraméterek összege az adott felhasználási tétel (határ) import tartalmaként értelmezhet˝o. Továbbá az egyenP m letben szerepel az import reálárfolyam-rugalmasság is: mt = β m + 11 i=0 β c,i · ct−i + P11 m P11 m P11 m P11 m o i=0 β inv,i · invt−i + i=0 β g,i · gt−i + i=0 β x,i · xt−i + i=0 β q,i · qt−i . A megnövekv˝

felhasználási tételek importra gyakorolt hatása igen gyors, amint az az impulzus válaszfüggvényekb˝ol is látszik. Ábra M-9-12: Becsült egyenletek illeszkedése Háztartások fogyasztása

Beruházás

0,05

0,06

0,04

0,04

0,03

0,02 0,02 0,01

0,00

0,00

-0,02

-0,01

-0,04

-0,02

Actual Data Fitted Data

-0,03

Actual Data Fitted Data

-0,06

2001.jan

2002.jan 2002.jan

2000.jan

1999.jan

1998.jan

2001.jan

Export

1997.jan

1996.jan

1994.jan

2002.jan

2001.jan

2000.jan

1999.jan

1998.jan

1997.jan

1996.jan

1995.jan

1994.jan

1995.jan

-0,08

-0,04

Import 0,10

0,08 0,06

0,08

0,04

0,06

0,02

0,04

0,00

0,02

-0,02

0,00

-0,04 -0,02

-0,06 -0,08

-0,04

Actual Data Fitted Data

-0,10

Actual Data Fitted Data

-0,06

39

2000.jan

1999.jan

1998.jan

1997.jan

1996.jan

1995.jan

1994.jan

2002.okt

2001.okt

2000.okt

1999.okt

1998.okt

1997.okt

1996.okt

1995.okt

1994.okt

1993.okt

-0,08 1992.okt

-0,12

Ábra M-13-16: Becsült osztott késleltetés paraméterei Háztartások fogyasztása 0,025

Beruházás 0,16

y

0,14 0,020

0,12

y

0,015 0,010

0,10

q

0,08

wd

0,06 0,04

0,005

0,02 Lag 10

Lag 11 Lag 11

Lag 9

Lag 8

Lag 7

Lag 6

Lag 5

Lag 10

Export

Lag 4

Lag 3

Lag 2

Lag 1

Lag 0

Lag 11

Lag 10

Lag 9

Lag 8

Lag 7

Lag 6

Lag 5

Lag 4

Lag 3

Lag 2

Lag 1

0,00 Lag 0

0,000

Import

0,20

0,8

0,18

0,7

c

0,16

0,6

inv

0,5

g

0,4

x

0,3

q

0,14 0,12

q

0,10

wd

0,08

0,2

0,06

Lag 9

Lag 8

Lag 7

Lag 6

Lag 5

Lag 4

Lag 3

Lag 2

Lag 0

Lag 11

Lag 10

Lag 9

Lag 8

Lag 7

Lag 6

Lag 5

Lag 4

Lag 3

Lag 2

-0,1 Lag 1

0,0

0,00 Lag 0

0,02

Lag 1

0,1

0,04

Ábra M-17-20: Egy egyenletes impulzusválasz-függvények Háztartások fogyasztása

Beruházás

0,45

0,18

0,40

0,16

0,35

0,14

0,30

0,12

0,25

0,10

0,20

0,08

0,15

0,06 0,04

q

0,05

0,02

wd

0,00

0,00

0,10

y

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

1

2

3

4

5

Export

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

Import 1

0,8 0,7

0,8

0,6 0,6

0,5

q

0,4

wd

0,4

0,3

0,2

c

0,2

inv

g

x

q

0

0,1 0,0

-0,2 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

40

16

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

MNB Füzetek / MNB Working Papers 1995/1 SIMON András: Aggregált kereslet és kínálat, termelés és külkereskedelem a magyar gazdaságban 1990-1994 Aggregate Demand and Supply, Production and Foreign Trade in the Hungarian Economy, 1990-1994 (available only in Hungarian)

1995/2 NEMÉNYI Judit: A Magyar Nemzeti Bank devizaadósságán felhalmozódó árfolyamveszteség kérdései Issues of Foreign Exchange Losses of the National Bank of Hungary (available only in Hungarian) 1995/3 DR. KUN János: Seignorage és az államadóság terhei Seigniorage and the Burdens of Government Debt (available only in Hungarian) 1996/1 SIMON András: Az infláció tényezői 1990-1995-ben Factors of Inflation, 1990-1995 (available only in Hungarian) 1996/2 NEMÉNYI Judit: A tőkebeáramlás, a makrogazdasági egyensúly és az eladósodási folyamat összefüggései a Magyar Nemzeti Bank eredményének alakulásával The Influence of Capital Flows, Macroeconomic Balance and Indebtedness on the Profits of the National Bank of Hungary (available only in Hungarian) 1996/3 SIMON András: Sterilizáció, kamatpolitika az államháztartás és a fizetési mérleg Sterilization, Interest Rate Policy, the Central Budget and the Balance of Payments (available only in Hungarian)

1996/4 DARVAS Zsolt: Kamatkülönbség és árfolyam-várakozások Interest Rate Differentials and Exchange Rate Expectations (available only in Hungarian) 1996/5 VINCZE János – ZSOLDOS István: A fogyasztói árak struktúrája, szintje és alakulása Magyarországon 1991-1996-ban; Ökonometriai vizsgálat a részletes fogyasztói árindex alapján The Structure, Level and Development of Consumer Prices in Hungary, 1991-1996 – An Econometric Analysis Based on the Detailed Consumer Price Index (available only in Hungarian) 1996/6 CSERMELY Ágnes: A vállalkozások banki finanszírozása Magyarországon 1991-1994 Bank Financing of Enterprises in Hungary, 1991-1994 (available only in Hungarian) 1996/7 DR. BALASSA Ákos: A vállalkozói szektor hosszú távú finanszírozásának helyzete és fejlődési irányai The Development of Long-term Financing of the Enterprise Sector (available only in Hungarian) 1997/1 CSERMELY Ágnes: Az inflációs célkitűzés rendszere The Inflation Targeting Framework (available only in Hungarian) 1997/2 VINCZE János: A stabilizáció hatása az árakra, és az árak és a termelés (értékesítés) közötti összefüggésekre The Effects of Stabilization on Prices and on Relations Between Prices and Production (Sales) (available only in Hungarian)

1997/3 BARABÁS Gyula – HAMECZ István: Tőkebeáramlás, sterilizáció és pénzmennyiség Capital Inflow, Sterilization and the Quantity of Money 1997/4 ZSOLDOS István: A lakosság megtakarítási és portfolió döntései Magyarországon 1980-1996 Savings and Portfolio Decisions of Hungarian Households, 1980-1996 (available only in Hungarian)

1997/5 ÁRVAI Zsófia: A sterilizáció és tőkebeáramlás ökonometriai elemzése An Econometric Analysis of Capital Inflows and Sterilization (available only in Hungarian) 1997/6 ZSOLDOS István: A lakosság Divisia-pénz tartási viselkedése Magyarországon Characteristics of Household Divisia Money in Hungary (available only in Hungarian) 1998/1 ÁRVAI Zsófia – VINCZE János: Valuták sebezhetősége: Pénzügyi válságok a ‘90-es években Vulnerability of Foreign Currency: Financial Crises in the 1990s (available only in Hungarian) 1998/2 CSAJBÓK Attila: Zéró-kupon hozamgörbe becslés jegybanki szemszögből Zero-coupon Yield Curve Estimation from a Central Bank Perspective 1998/3 KOVÁCS Mihály András - SIMON András: A reálárfolyam összetevői Components of the Real Exchange Rate in Hungary 1998/4 P.KISS Gábor: Az államháztartás szerepe Magyarországon The Role of General Government in Hungary 1998/5 BARABÁS Gyula – HAMECZ István – NEMÉNYI Judit: A költségvetés finanszírozási rendszerének átalakítása és az eladósodás megfékezése; Magyarország tapasztalatai a piacgazdaság átmeneti időszakában Fiscal Consolidation, Public Debt Containment and Disinflation; Hungary’s Experience in Transition 1998/6 JAKAB M. Zoltán – SZAPÁRY György: A csúszó leértékelés tapasztalatai Magyarországon Hungary’s Experience of the Crawling Peg System (available only in Hungarian) 1998/7 TÓTH István János – VINCZE János: Magyar vállalatok árképzési gyakorlata Pricing Behaviour of Hungarian Firms (available only in Hungarian) 1998/8 KOVÁCS Mihály András: Mit mutatnak? Különféle reálárfolyam-mutatók áttekintése és a magyar gazdaság ár- és költség-versenyképességének értékelése The Information Content of Real Exchange Rate Indicators (available only in Hungarian) 1998/9 DARVAS Zsolt: Moderált inflációk csökkentése; Összehasonlító vizsgálat a nyolcvanas-kilencvenes évek dezinflációit kísérő folyamatokról Moderate Inflations: a Comparative Study (available only in Hungarian) 1998/10 ÁRVAI Zsófia: A piaci és kereskedelmi banki kamatok közötti transzmisszió 1992 és 1998 között The Interest Rate Transmission Mechanism between Market and Commercial Bank Rates 1998/11 P. KISS Gábor: A költségvetés tervezése és a fiskális átláthatóság aktuális problémái Topical Issues of Fiscal Transparency and Budgeting (available only in Hungarian) 1998/12 JAKAB M. Zoltán: A valutakosár megválasztásának szempontjai Magyarországon Deriving an Optimal Currency Basket for Hungary (available only in Hungarian) 1999/1 CSERMELY Ágnes – VINCZE János: Leverage and foreign ownership in Hungary Tőkeáttétel és külföldi tulajdon (csak angol nyelven) 1999/2 TÓTH Áron: Kísérlet a hatékonyság empirikus elemzésére a magyar bankrendszerben An Empirical Analysis of Efficiency in the Hungarian Banking System (available only in Hungarian) 1999/3 DARVAS Zsolt – SIMON András: A növekedés makrogazdasági feltételei; Gazdaságpolitikai alternatívák Capital Stock and Economic Development in Hungary

1999/4 LIELI Róbert: Idősormodelleken alapuló inflációs előrejelzések; Egyváltozós módszerek Inflation Forecasting Based on Series Models. Single-Variable Methods (available only in Hungarian) 1999/5 FERENCZI Barnabás: A hazai munkaerőpiaci folyamatok Jegybanki szemszögből – Stilizált tények Labour Market Developments in Hungary from a Central Bank Perspective – Stylized Facts 1999/6 JAKAB M. Zoltán – KOVÁCS Mihály András: A reálárfolyam-ingadozások főbb meghatározói Magyarországon Determinants of Real-Exchange Rate Fluctuations in Hungary 1999/7 CSAJBÓK Attila: Information in T-bill Auction Bid Distributions Az aukciós kincstárjegyhozamok információs tartalma (csak angol nyelven) 1999/8 BENCZÚR Péter: A magyar nyugdíjrendszerben rejlő implicit államadósság-állomány változásának becslése Changes in the Implicit Debt Burden of the Hungarian Social Security System 1999/9 VÍGH-MIKLE Szabolcs – ZSÁMBOKI Balázs: A bankrendszer mérlegének denominációs összetétele 19911998 között Denomination Structure of the Balance Sheet of the Hungarian Banking Sector, 1991-1998 (available only in Hungarian)

1999/10 DARVAS Zsolt – SZAPÁRY György: A nemzetközi pénzügyi válságok tovaterjedése különböző árfolyamrendszerekben Financial Contagion under Different Exchange Rate Regimes 1999/11 OSZLAY András: Elméletek és tények a külföldi működőtőke-befektetésekről Theories and Facts about Foreign Direct Investment in Hungary (available only in Hungarian) 2000/1 JAKAB M. Zoltán – KOVÁCS Mihály András – OSZLAY András: Hová tart a külkereskedelmi integráció? Becslések három kelet-közép-európai ország egyensúlyi külkereskedelmére How Far has Trade Integration Advanced? An Analysis of Actual and Potential Trade by Three Central and Eastern European Countries 2000/2 VALKOVSZKY Sándor –VINCZE János: Estimates of and Problems with Core Inflation in Hungary A maginfláció becslése és problémái (csak angol nyelven) 2000/3 VALKOVSZKY Sándor: A magyar lakáspiac helyzete Situation of the Hungarian Housing Market (available only in Hungarian) 2000/4 JAKAB M. Zoltán – KOVÁCS Mihály András – LŐRINCZ Szabolcs: Az export előrejelzése ökonometriai módszerekkel Forecasting Hungarian Export Volume 2000/5 FERENCZI Barnabás – VALKOVSZKY Sándor – VINCZE János: Mire jó a fogyasztói-ár statisztika? What are Consumer Price Statistics Good for? 2000/6 ÁRVAI Zsófia – VINCZE János: Financial Crises in Transition Countries: Models and Facts Pénzügyi válságok átmeneti gazdaságokban: modellek és tények (csak angol nyelven) 2000/7 György SZAPÁRY: Maastricht and the Choice of Exchange Rate Regime in Transition Countries during the Run-Up to EMU Maastricht és az árfolyamrendszer megválasztása az átmeneti gazdaságokban az EMU csatlakozást megelőzően (csak angol nyelven)

2000/8 ÁRVAI Zsófia – MENCZEL Péter: A magyar háztartások megtakarításai 1995 és 2000 között Savings of Hungarian Households, 1995-2000 2000/9 SIMON András – DARVAS Zsolt: A potenciális kibocsátás becslése a gazdaság nyitottságának felhasználásával Potential Output and Foreign Trade in Small Open Economies 2001/1 SIMON András – VÁRPALOTAI Viktor: Eladósodás, kockázat és óvatosság Optimal Indebtedness of a Small Open Economy with Precautionary Behavior 2001/2 Tóth István János - Árvai Zsófia: Likviditási korlát és fogyasztói türelmetlenség Liquidity constraints and consumer impatience 2001/3 Sándor Valkovszky – János Vincze: On Price Level Stability, Real Interest Rates and Core Inflation Árszintstabilitás, reálkamat és maginfláció (csak angol nyeleven) 2001/4 János Vincze: Financial Stability, Monetary Policy and Integration: Policy Choices for Transition Economies Pénzügyi stabilitás, monetáris politika, integráció: az átmeneti gazdaságok előtt álló választási lehetőségek (csak angol nyelven) 2001/5 György Szapáry: Banking Sector Reform in Hungary: Lessons Learned, Current Trends and Prospects A bankrendszer reformja Magyarországon: tanulságok, aktuális folyamatok és kilátások (csak angol nyelven)

2002/1 Tóth István János: Vállalati és lakossági konjunktúra felmérések Magyarországon Cyclical Surveys of the Hungarian Corporate and Household Sectors (available only in Hungarian) 2002/2 Benczúr Péter: A szuverén kötvényekben rejlő kockázatok azonosítása Identifying Sovereign Bond Risks (available only in Hungarian) 2002/3 Jakab M. Zoltán – Kovács Mihály András: Magyarország a NIGEM modellben Hungary in the NIGEM model 2002/4 Benczúr Péter – Simon András – Várpalotai Viktor: Dezinflációs számítások kisméretű makromodellel Disinflation Simulations with a Small Model of an Open Economy (available only in Hungarian) 2002/5 On the estimated size of the Balassa-Samuelson effect in five Central and Eastern European countries Edited by Mihály András Kovács (avaible only in English) 2002/6 Gyomai György - Varsányi Zoltán Máté: Az MNB átlal használt hozamgörbe-becslő eljárás felülvizsgálata A Comparison of Yield-curve Fitting Methods for Monetary Policy Purposes in Hungary (available only in Hungarian)

2003/1 Péter Benczúr: The behavior of the nominal exchange rate at the beginning of disinflations (available only in English)

2003/2 Várpalotai Viktor: Numerikus módszer gazdasági adatok visszabecslésére Numerical Method for Estimating GDP Data for Hungary (available only in Hungarian) 2003/3 Várpalotai Viktor: Dezinflációs számítások dezaggregált kibocsátási résekre alapzó makromodellel Disinflation Simulations with a Disaggregated Output Gap Based Model (available only in Hungarian)