Nowe dowody zmieniają sposób, w jaki rozumiemy inflację i politykę pieniężną

Tabela linków Abstrakcyjny 1 Wprowadzenie 2 Argumenty matematyczne 3. Zarys i podgląd 4. Ramy Calvo i 4.1 Problem gospodarstwa domowego 4.2 Preferencje 4.3 Warunki równowagi gospodarstwa domowego 4.4 Problem ustalania cen 4.5 Warunki równowagi nominalnej 4.6 Warunki równowagi rzeczywistej i 4.7 Szoki 4.8 Równowaga rekurencyjna 5 istniejących rozwiązań 5.1 Osobliwa krzywa Phillipsa 5.2 Zagadki związane z trwałością i polityką 5.3 Dwa modele porównawcze 5.4 Krytyka Lucasa 6. Równowaga stochastyczna i 6.1. Teoria ergodyczna i losowe układy dynamiczne 6.2 Konstrukcja równowagi 6.3 Porównanie literatury 6.4 Analiza równowagi 7 Ogólna zlinearyzowana krzywa Phillipsa 7.1 Współczynniki nachylenia 7.2 Współczynniki błędów 8 Wyniki istnienia i 8.1 Główne wyniki 8.2 Kluczowe dowody 8.3 Dyskusja 9 Analiza Bifurkacji 9.1 Aspekty analityczne 9.2 Aspekty algebraiczne (I) Osobliwości i pokrycia 9.3 Aspekty algebraiczne (II) Homologia 9.4 Aspekty algebraiczne (III) Schematy 9.5 Szersze interpretacje ekonomiczne 10 Implikacje ekonometryczne i teoretyczne oraz 10.1 Identyfikacja i kompromisy 10.2 Dualizm ekonometrii 10.3 Właściwości współczynników 10.4 Interpretacja mikroekonomiczna 11 Zasada polityki 12 Wnioski i odniesienia Załączniki Dowód twierdzenia 2 i A.1 Dowód części (i) A.2 Zachowanie ∆ A.3 Część dowodowa (iii) B Dowody z rozdziału 4 i B.1 Indywidualny popyt na produkty (4.2) B.2 Elastyczna równowaga cenowa i ZINSS (4.4) B.3 Dyspersja cen (4.5) B.4 Minimalizacja kosztów (4.6) i (10.4) B.5 Konsolidacja (4.8) C Dowody z rozdziału 5 i C.1 Zagadki, polityka i trwałość C.2 Przedłużanie braku trwałości D. Równowaga stochastyczna i D.1 Równowaga niestochastyczna D.2 Zyski i wzrost długoterminowy E Nachylenia i wartości własne oraz E.1 Współczynniki nachylenia E.2 Zlinearyzowane rozwiązanie DSGE E.3 Warunki wartości własnych E.4 Warunki twierdzenia Rouche'a F Algebra abstrakcyjna i F.1 Grupy homologiczne F.2 Podstawowe kategorie F.3 Kohomologia De Rhama F.4 Koszty krańcowe i inflacja G Dalsze modele keynesowskie i G.1 Wycena Taylora G.2 Krzywa płac i Phillipsa Calvo G.3 Niekonwencjonalne ustawienia polityki H Empiryczna solidność i H.1 Wybór parametrów H.2 Krzywa Phillipsa I Dodatkowe dowody i I.1 Inne parametry strukturalne I.2 Krytyka Lucasa I.3 Trend Zmienność inflacji 1 Wprowadzenie Empiryczne zrozumienie makroekonomii poczyniło duże postępy w ostatnich latach. Coraz większa liczba dowodów niezależnych od modelu pokazuje, że sztywność cen i płac jest wszechobecna. Potwierdzają to liczne mikroekonometryczne badania dotyczące dostosowania cen, takie jak Alvarez i in. [2006], Dhyne i in. [2006], Gagnon [2009], Klenow i Malin [2010], Vermeulen i in. [2012], Berardi i in. [2015] oraz Kehoe i Midrigan [2015],[1], podczas gdy indywidualne płace dostosowują się powoli, ze szczególnym oporem na nominalne redukcje, jak odkryli na przykład Fehr i Goette [2005], Dickens i in. [2007], Barattieri i in. [2014], Kaur [2019] oraz Grigsby i in. [2021]. Różne eksperymenty quasi-naturalne ujawniają, że szoki popytu łącznego są ilościowo istotnymi czynnikami napędzającymi cykle koniunkturalne (patrz Auerbach i Gorodnichenko [2012b], Auerbach i Gorodnichenko [2012a], Auerbach i Gorodnichenko [2013], Bils i in. [2013], Acconcia i in. [2014], Mian i Sufi [2014], Chodorow-Reich i Karabarbounis [2016] oraz ChodorowReich i in. [2019]). Wstrząsy polityki pieniężnej mogą mieć znaczący i potencjalnie długotrwały wpływ na produkcję (patrz Christiano i in. [1999], Romer i Romer [2004], Velde [2009], Gertler i Karadi [2015], Jordà i in. [2020a], Jordà i in. [2020b] oraz Palma [2022]). Praca ta wzmocniła Nową Neoklasyczną Syntezę omawianą w Goodfriend i King [1997] oraz Snowdon i Vane [2005]. Pomysł polega na analizie polityki pieniężnej poprzez dodanie sztywnych cen lub dostosowania tarcia do standardowych modeli optymalizujących z tradycji Real Business Cycle (RBC). Celem było wygenerowanie wiarygodnych mikro-podstawowych uzupełnień do równań popytu i podaży agregatowej ekonomii starokeynesowskiej. W tym celu literatura jak dotąd zawiodła. Inflacja, z pewnością kluczowa zmienna w ekonomii Nowej Keynesa, jest nadmiernie przyszłościowa, w rzeczywistości w obecnym modelu odniesienia nie ma wewnętrznej trwałości i nie jest identyfikowana bez całkowicie doraźnych wstrząsów. Co więcej, nie wydaje się, aby istniał krótkoterminowy kompromis między inflacją a zatrudnieniem lub stabilizacją produkcji, nazwany Boskim Zbiegiem okoliczności przez Blancharda i Galí [2007], dzięki czemu banki centralne mogą „dostroić” wszelkie nieefektywne wahania. [2] Wykazuję, że wszystkie te ustalenia są wytworem błędnych rozwiązań modelu odniesienia Calvo. Zadaniem tego artykułu jest skonstruowanie najprostszej możliwej poprawnej formuły ekonomii Nowej Keynesa, która może służyć jako platforma dla przyszłych prac teoretycznych, empirycznych i matematycznych. Artykuł ma trzy uzupełniające się zadania. Pierwsze to odkrycie własności dynamicznych nowokeynesowskiej krzywej Phillipsa. Drugie to naszkicowanie jej głównych implikacji ekonometrycznych i uzasadnienia teoretycznego. Na koniec przeanalizuję, czy i w jakich warunkach istnieje rozwiązanie DSGE, i przedstawię precyzyjne odpowiedzi parametryczne dla modelu odniesienia. Punkt odniesienia New Keynesian Phillips uzyskany przez linearyzację modelu Calvo w ZINSS nie odzwierciedla właściwości dynamicznych bazowego systemu stochastycznego, niezależnie od tego, jak małe są szoki. Z wyjątkiem dyspersji cenowej dynamika w ZINSS jest skierowana do przodu do wszystkich rzędów przybliżenia. Natomiast bazowy nieliniowy system jest trwały z prawdopodobieństwem jednym, charakteryzując się opóźnieniami inflacji i terminami szoków. Wiadomo już, że system hybrydowy dotyczy sytuacji, gdy występuje niezerowy trend inflacji (patrz Damjanovic i Nolan [2010], Coibion i Gorodnichenko [2011], Ascari i Sbordone [2014] oraz Kurozumi i Van Zandweghe [2017] oraz Qureshi i Ahmad [2021]). Można to sformalizować jako Bifurkację Niestochastyczną, biorąc pod uwagę granice przybliżenia liniowego, gdy inflacja dąży do zera. Przedstawiam stochastyczną bifurkację, pokazując, że gdy inflacja wynosi dokładnie zero, sąsiednie układy stochastyczne mają równoważne właściwości dynamiczne, więc inflacja trendu opisuje zachowanie wokół ZINSS. Prawidłowe rozwiązanie wymaga kroków substytucji wstecznej, w których pojawiają się człony opóźnienia. Różnica między tymi dwoma systemami nazywana jest osobliwością przecinającą ścianę. Formalnie granica między dwoma rozwiązaniami modelu odniesienia jest dwuwymiarową powierzchnią z jednowymiarową ścianą prowadzącą do trójwymiarowej dziury. Nieformalnie jest ona tworzona przez przyrównanie różnych kroków między dwoma rozwiązaniami i całkowanie. Ściana jest równością inflacji, która jest konieczna do umieszczenia gospodarki wewnątrz osobliwej powierzchni. Drugim składnikiem jest równość łącząca inflację, opóźnione i obecne koszty krańcowe, odzwierciedlająca brakujący krok substytucji wstecznej w ZINSS. Odzwierciedla ona międzyokresowy motyw substytucji obecny w przypadku optymalizacji stopniowej, a tym samym zmianę w mechanizmie transmisji pieniężnej. Wprowadza kanał wypychania kosztów do krzywej Phillipsa, więc bank centralny lub warunki finansowe bezpośrednio wpływają na decyzje cenowe firm. Trzeci wymiar (wewnętrznej) dziury reprezentuje anulowanie szoku popytowego z jego opóźnieniem. Zmiany te wydają się pasować do szerokiej gamy istniejących dowodów. Barth III i Ramey [2001], Gaiotti i Secchi [2006] oraz Chowdhury i in. [2006] dostarczają imponującego wsparcia dla kanału kosztowego polityki pieniężnej. Siły te wydają się być szczególnie silne dla firm w trudnej sytuacji finansowej, zgodnie z Antoun de Almeida [2015], Gilchrist i in. [2017], Meinen i Roehe [2018], Palmén [2020], Abbate i in. [2023] oraz Montero i Urtasun [2021].[3] Wpływ na współczynniki krzywej Phillipsa jest dramatyczny. Reakcja inflacji na lukę produkcyjną spada, zwykle z bliskiej jeden do około zera. Opóźniony współczynnik inflacji jest zawsze większy niż oczekiwana inflacja. Wyniki te są zgodne z ostatnimi szacunkami empirycznymi, w tym Fuhrer [2006], Mavroeidis i in. [2014], Ball i Mazumder [2020], Hindrayanto i in. [2019], Bobeica i Jarociński [2019], Hooper i in. [2020], Zobl i Ertl [2021] oraz Ball i Mazumder [2021].[4] [5] Cała analiza opiera się na rygorystycznej teorii równowagi stochastycznej wywodzącej się z teorii ergodycznej, gałęzi matematyki zajmującej się długoterminowym zachowaniem układów dynamicznych. Równowaga stochastyczna to stan dzisiejszej gospodarki, który oznacza, że prawdopodobieństwo dowolnego przyszłego zdarzenia jest równe jego długoterminowej (czasowej) średniej. Co najważniejsze, jestem w stanie skonstruować tę równowagę jawnie. Istnieje obszerna literatura w dziedzinie ekonomii i pokrewnych dyscyplin, w której wykorzystuje się teorię procesów ergodycznych do udowodnienia istnienia, a często także jednoznaczności, równowagi ogólnej (patrz na przykład Stokey [1989], Hopenhayn [1992], Hopenhayn i Prescott [1992], Stachurski [2002], Li i Stachurski [2014], Kamihigashi i Stachurski [2016], Brumm i in. [2017], Açıkgöz [2018], Borovička i Stachurski [2020], Marinacci i Montrucchio [2019], Kirkby [2019], Hu i Shmaya [2019], Light i Weintraub [2022] oraz Pohl i in. [2023]). Wszystkie te wyniki ograniczają się do małych modeli, którym brakuje cech, takich jak endogeniczna akumulacja kapitału i pracy lub sztywność nominalna, będących przedmiotem głównego zainteresowania makroekonomistów stosowanych.[6] Niniejszy artykuł jest pierwszym, który precyzyjnie definiuje długoterminowe warunki równowagi dla nieliniowego modelu stochastycznego bez rozwiązania w formie zamkniętej, w zmiennych o bezpośrednim znaczeniu ekonomicznym. Żaden z nich nie zajął się krytyczną możliwością, że jeśli model nie spełnia pewnych warunków, nie ma żadnego rozwiązania. Dostarczam szeroko zakrojonych porównawczych danych statystycznych przy słabych założeniach. W przeciwieństwie do poprzednich wyników, które opierają się na globalnych ograniczeniach, moje wykorzystują równowagę stochastyczną, która pozwala mi wywnioskować globalne charakterystyki z lokalnych właściwości stanu stacjonarnego.[7] Co więcej, jestem w stanie przeprowadzić nowe eksperymenty, porównując dowolny stochastyczny stan stacjonarny z jego niestochastycznym odpowiednikiem. Jego znaczenie matematyczne jest omówione w następnej sekcji. Więcej postępów w tej dziedzinie może być produktem ubocznym silniejszych powiązań z matematyką. Makroekonomiści od dawna zdają sobie sprawę, że przybliżenia przyjmowane w niestochastycznych stanach stacjonarnych mogą nie być dokładne lub dynamicznie reprezentatywne, w szczególności przy rozważaniu rynków finansowych i premii za ryzyko. Od czasu Coeurdacier et al. [2011] i Juillard [2011] powszechne jest uwzględnianie wpływu wyższych rzędów odchyleń przy obliczaniu równowagi, od której analizowane są zaburzenia. Główny nacisk kładziono naturalnie na rynki finansowe i w szczególności na ruchy premii za ryzyko. Ascari et al. [2018b] jest jak dotąd najbardziej znanym nowym keynesistą. Koncepcja równowagi stochastycznej tutaj formalizuje i wyjaśnia te idee. Równowaga stochastyczna stanowi pełny probabilistyczny opis gospodarki. Nadaje im to wewnętrzną własność unikalności dla systemów napędzanych ciągłymi szokami. Rozciąga się to na probabilistyczną ścieżkę przyszłości, która odpowiada definicji równowagi rekurencyjnej w poprzedniej ekonomii nowokeynesowskiej i nieskończonemu rozwiązaniu czasowemu gry pola średniego ze wspólnym szumem w matematyce. Udowadniam również, że istnieje równoważna forma przestrzeni stanu o skończonym wymiarze dla modeli nowokeynesowskich stanowiących punkt odniesienia, porównywalna z poprzednimi definicjami z ekonomii klasycznej (patrz Prescott i Mehra [1980] i Mehra [2006]). Ta technika jest kluczowa dla analizy tutaj i z pewnością będzie miała szerokie zastosowanie. Ten uderzający wynik wiąże się jednak z potężną odwrotnością. Modele, które wcześniej makroekonomiści uważali za posiadające wiele równowag, w rzeczywistości nie mają żadnej. W szczególności w przypadku standardowej klasy modeli DSGE, gdy wartość graniczna liniowego przybliżenia wokół jego równowagi stochastycznej jest nieokreślona, w rzeczywistości dzieje się tak, że oczekiwania jednej lub większej liczby zmiennych skierowanych w przyszłość w podstawowym modelu nieliniowym eksplodują. Dzieje się tak, ponieważ podstawowa optymalizacja eksploduje, a dobrobyt załamuje się, gdy tylko model osiągnie jedną z granic. Ten punkt jest bardziej oczywisty, gdy poza okręgiem jednostkowym jest zbyt wiele wartości własnych, a zmienna stanu napędza eksplozję. W rzeczywistości jest to jedyna bariera dla rozwiązania modelu Calvo wokół ZINSS, obalając obecną mądrość. W takich sytuacjach powinniśmy myśleć o modelu DSGE jako o błędnie określonym, w taki sam sposób, w jaki ekonometrycy widzą korelację między zmiennymi niestacjonarnymi jako statystycznie fałszywą.[8] Wynik reinterpretuje dobrze znane warunki wartości własnych Blancharda i Kahna [1980]. Wymaganiem istnienia rozwiązania modelu nieliniowego jest warunek unikalności oceniany wokół stochastycznego stanu stacjonarnego. Moje podejście uogólnia istniejące techniki linearyzacji. Niestochastyczne przybliżenie liniowe jest granicą przybliżenia stochastycznego, gdy szoki stają się dowolnie małe. Dlatego istniejące techniki linearyzacji są generycznie (z dala od punktów bifurkacji) poprawne, potwierdzając istniejącą intuicję z innego eksperymentu asymptotycznego. Z dala od granicy małego szumu, stochastyczne przybliżenie liniowe charakteryzuje się współczynnikami stochastycznymi. Dzieje się tak, ponieważ pochodna w stochastycznym stanie stacjonarnym charakteryzuje się oczekiwaniami funkcji nieliniowych. Tworzy to nowe wyzwania techniczne, które omawiam. Prostota i porównywalność z poprzednimi pracami motywują skupienie się na granicach małego szumu w części ilościowej. Wbrew obecnej opinii, Rotemberg i Calvo nigdy nie są równoważne w równowadze stochastycznej. W rzeczywistości nie ma ustawień dla standardowej reguły polityki, w której oba istnieją. Dzieje się tak, ponieważ Rotemberg nie jest dotknięty osobliwością wpływającą na Calvo. Ta równoważność była główną motywacją do stosowania cen Rotemberg, chociaż oznacza to, że wyniki uzyskane w ramach istniejącego punktu odniesienia można uznać za odnoszące się do modelu Rotemberg. To, a nie wpływ członów wyższego rzędu, jest prawdopodobnym wyjaśnieniem różnic w wydajności w ramach metod globalnego rozwiązania (patrz Leith i Liu [2016]). Podwójny system graniczny pojawia się w zależności od tego, czy dyspersja cen jest uważana za pierwszego czy drugiego rzędu wokół ZINSS. Taka sytuacja nazywana jest polidromią. Dyspersja cen pierwszego rzędu (∆) odzwierciedla zmienny reżim polityki. Niezmienny reżim pojawia się, gdy średnie szoki są bardzo małe. Bardziej ogólnie, ∆ można postrzegać jako rzeczywistą sztywność — w rozumieniu Balla i Romera [1990] — wpływ sztywności cen na elastyczną gospodarkę. Sugeruje to, że sama sztywność nominalna może być wystarczająca do modelowania dynamiki inflacji, obalając nurt myślenia rozpoczynający się od Balla i Romera [1991]. Jeśli jesteśmy gotowi skupić się na sąsiedztwie ZINSS, to zaletą mojego podejścia nad inflacją trendową jest to, że mogę zminimalizować lub całkowicie wyeliminować rolę dyspersji cen. Przy empirycznie istotnych wartościach dyspersja cen wzrasta i jest wypukła w inflacji. Równowaga stochastyczna pogarsza problem, zgodnie z szacunkami empirycznymi z modeli DSGE (patrz Ascari i in. [2018b]). Jednak dowody mikroekonomiczne zwykle sugerują znacznie bardziej stłumiony związek między dyspersją cen a inflacją przy niskich dodatnich poziomach (patrz Gagnon [2009], Coibion i in. [2015], Wulfsberg [2016], Nakamura i in. [2018], Alvarez i in. [2018], Sheremirov [2020], Anayi i in. [2022] i Adam i in. [2023]). Ogólnie rzecz biorąc, zgodnie z tymi wynikami, jeśli dyspersja cen powstaje w przybliżeniu liniowym wokół ZINSS, jest ona niezależna od dynamiki inflacji pierwszego rzędu. Ponadto przybliżenie to będzie mniej przyszłościowe niż jego odpowiednik z dodatnim trendem inflacji (Ascari i Sbordone [2014]). Opracowano niewielką literaturę, która zajmuje się rozszerzeniami modelu odniesienia, które dają mniej ekstremalne przewidywania dotyczące dyspersji nominalnej (patrz Bakhshi i in. [2007], Kurozumi [2016], Kurozumi i Van Zandweghe [2016] oraz Hahn [2022]). Razem mogą one uzasadniać rozważenie stopy inflacji bliższej zeru niż na przykład wspólny cel inflacyjny banku centralnego wynoszący dwa procent, bez uciekania się do rozważań kontrfaktycznych, takich jak pełna indeksacja cen nominalnych.[9] Analiza ta daje głębokie implikacje ekonometryczne. Po pierwsze, model strukturalny i wstrząsy popytu są identyfikowane ze standardową regułą polityki w ramach hipotezy zerowej, że model jest poprawny.[10] To naprawia fundamentalną niespójność w istniejących ramach. Dodatkowa trwałość i stopień symetrii współczynników powinny poprawić właściwości małych próbek. Istniejące prace są stronnicze. Przy hipotezie zerowej, że model jest poprawny, istnieje dualizm ekonometrii; równoważność między ograniczeniami ponownej optymalizacji firmy reprezentatywnej a ograniczeniami statystycznymi ekonometryka próbującego dopasować model krzywej Phillipsa do danych. Równowaga stochastyczna oferuje nowe źródła identyfikacji. Ta nowa teoria obiecuje nowe wyzwania dzięki ściślejszemu powiązaniu modelowania makroekonomicznego z teorią ekonometryczną. Artykuł przynosi mocne wyniki dla wszystkich aspektów krytyki Lucasa Jr. [1976]. Z jednej strony, oryginalny wynik równoważności jest błędny. Modele keynesowskie zawierają opóźnione zmienne odzwierciedlające stopniową optymalizację, której nie zawierają ramy neoklasyczne. Z drugiej strony, pojęcie kompromisu, w którym aktywizm monetarny powoduje niekorzystny ruch w harmonogramie krzywej Phillipsa, jest potwierdzone przez analizę współczynników. W rzeczywistości wykazuję, że krzywa Phillipsa cen referencyjnych jest fałszywa w tym sensie, że jej nachylenie wynosi zero przy standardowej parametryzacji i może być ujemne, co pasuje do przesłania jego artykułu. Problem leży w mechanizmie transmisji, który jest całkowicie międzyczasowy. To jest istota neutralności produkcji. Tam, gdzie siły międzyokresowe zanikają, bieżąca inflacja — określona przez optymalne ceny — zależy tylko od przeszłych i obecnych zachęt cenowych, odzwierciedlonych w opóźnieniu i oczekiwaniu na przewagę inflacji. Rzeczywiście, poniżej tej granicy inflacja równa się połowie swojego opóźnienia i połowie swojej przyszłości. Cechy te są zgodne z ceną Taylora, gdzie inflacja jest określana przez ważoną średnią jej opóźnionych i przyszłych wartości, również z równą wagą dla przeszłej i przyszłej inflacji. Zgodnie z neutralnością produkcji współczynniki kosztów krańcowych (lub luki produkcyjnej) sumują się do zera, jak w przypadku Calvo. Tworzy to solidny pomost między mikroekonomią a makroekonomią, a także wyraźną wspólnotę między alternatywnymi modelami. Ponadto nacisk na mapowanie między mikro- i makroekonomicznym zachowaniem powraca na pierwszy plan pod postacią analizy bifurkacji a priori. Oznacza to, że poprzednie ramy nie odzwierciedlały prawdziwie swoich mikropodstaw, odzwierciedlonych w ograniczeniach reoptymalizacji. Na koniec możemy zobaczyć przypadki nieistnienia przez tę soczewkę, ponieważ implikują one nietrywialne bariery między wnioskowaniem mikroekonomicznym i makroekonomicznym. Upadek Boskiego Zbiegu Przypadków przynosi szeroko zakrojone korzyści. Zrywa on z poprzednim poleganiem na nieintuicyjnych szokach marży w celu przesunięcia krzywej Phillipsa (patrz Le et al. [2011] oraz Fratto i Uhlig [2020]). Szoki te są powszechnie odrzucane jako wiarygodne wyjaśnienia wybuchów inflacji przez ankiety wiodących ekonomistów (patrz Vaitilingum [25 lutego 2022]), wraz z naturalną receptą polityki kontroli cen.[11] Pozwoli to makroekonomistom uniknąć powoływania się na Efektywną Dolną Ograniczenie (ELB) nominalnych stóp procentowych w celu generowania kompromisów politycznych. Jest to szczególnie istotne po ostatnich podwyżkach stóp procentowych w głównych gospodarkach. Zgadza się to z dowodami empirycznymi, że ELB nie było ważne w ostatniej dekadzie, ponieważ luzowanie ilościowe (QE) wydawało się naśladować obniżki stóp procentowych, strukturalne relacje makroekonomiczne wydawały się stabilne, a deflacja nie występowała, szczególnie w Wielkiej Brytanii[12] (patrz na przykład Wu i Xia [2016], Dahlhaus i in. [2018], Kuttner [2018], Dell'Ariccia i in. [2018], Wu [2018], Matousek i in. [2019], Di Maggio i in. [2020] oraz Weale i Wieladek [2022] (QE); Auerbach i Gorodnichenko [2017], Garín i in. [2019], Debortoli i in. [2019] oraz Mertens i Williams [2021] (strukturalne)[13]. Niezależność banku centralnego była niewątpliwie jedną z najbardziej udanych polityk eksperymenty w historii gospodarczej (patrz na przykład Alesina i Summers [1993], Cukierman i in. [1993], Bernanke i in. [1999] Acemoglu i in. [2008], Balls i Stansbury [1 maja 2017] oraz Garriga i Rodriguez [2020]). Najwyższy czas, aby stworzono intuicyjny model odniesienia, który pokierowałby codziennymi rozważaniami. Rozwiązanie tutaj jest pierwszym krokiem w tym zakresie, chociaż potrzeba więcej pracy, aby zrozumieć wpływ szoków podażowych. Wreszcie, istnieją znaczące implikacje możliwości nieaktywnej polityki. Z mikroekonomicznego punktu widzenia można to postrzegać jako wskazanie stabilności ogólnej równowagi bez szoków agregatowych, w przeciwieństwie do sztywności indywidualnych cen. To może pomóc wyjaśnić, dlaczego decydenci tradycyjnie nie przejmowali się szokami mikroekonomicznymi. W ujęciu makroekonomicznym ma to implikacje zarówno dla obecnych, jak i historycznych reżimów polityki. Makroekonomiści często postrzegają stabilizację przez pryzmat zasady Taylora, która mówi, że inflacja jest kontrolowana poprzez podnoszenie realnej stopy procentowej w odpowiedzi na odchylenia inflacji od stanu równowagi. Wyprowadzona tutaj reguła polityki oznacza, że nie jest możliwe natychmiastowe dostosowanie stóp procentowych w celu kontrolowania inflacji. Wymaga to stopniowych zmian stanowiska polityki. Jest to zgodne z najlepszą praktyką banku centralnego, tzw. „dostrajaniem wstępnym” (Lindbeck [1992]). Zazwyczaj jest to wdrażane za pomocą prognozowania inflacji i kierowania nią (Kohn [2009], Svensson [2010] i Svensson [2012]). W tym miejscu polityka i prognozy na przyszłą politykę są dostosowywane w celu uzyskania pożądanej oczekiwanej ścieżki inflacji i realnej aktywności, zgodnej ze stabilnością średnioterminową. Zwykle jest to definiowane jako prognozowana inflacja i luka produkcyjna wystarczająco blisko celu po okresie od 18 miesięcy do 3 lat.[14] Na koniec, wynik polityki ma znaczenie dla naszego zrozumienia historii gospodarczej. Pomaga racjonalizować przetrwanie reżimów nieinterwencjonistycznych, takich jak standard złota, gdzie „zasady gry” zabraniały aktywnej polityki stabilizacyjnej (patrz Barsky i Summers [1988], Bayoumi i in. [1997] oraz Bordo i Schwartz [2009]). Po drugie, powinno to ułatwić analizę hipotez, takich jak sekularna stagnacja (Hansen [1939] i Summers [2015]), które wymagają długotrwałych pułapek płynności, niemożliwych w istniejącej konfiguracji agenta reprezentatywnego. Na koniec, powinno to wspierać wiarygodną ilościową ocenę korzyści nowoczesnego zarządzania makroekonomicznego. Następna sekcja zawiera bardziej szczegółowy opis technik dowodowych odpowiednich dla odbiorców technicznych. Umieszcza również artykuł w literaturze matematycznej. Chociaż został zaprojektowany tak, aby był przystępny, czytelnicy mniej zafascynowani matematyką mogliby go pominąć. Autor: (1) Dawid Staines. Artykuł jest na licencji CC 4.0. dostępny w serwisie arxiv [1] Dotyczy to również cen online (patrz Cavallo i Rigobon [2016], Cavallo [2017], Gorodnichenko i Talavera [2017], Gorodnichenko i in. [2018] oraz Cavallo [2018]). [2] Termin ten jest często przypisywany Walterowi Hellerowi, głównemu doradcy ekonomicznemu prezydenta Kennedy’ego (patrz na przykład http://connection.ebscohost.com/c/referenceentries/40422478/fine-tuning-1960s-economics). Pierwotnie odnosił się do polityki fiskalnej w „starokeynesowskim” układzie. Sceptycyzm co do koncepcji był centralnym punktem opozycji monetarnej wobec tradycyjnej keynesowskiej makroekonomii, patrz na przykład Friedman [1968] oraz Snowdon i Vane [2005]. [3] W kwestii substytucji międzyokresowej istnieje istotne poparcie dla równania popytu agregatowego międzyokresowego zarówno w subiektywnych przekonaniach, jak i ujawnionych preferencjach (patrz Coibion i in. [2023], Dräger i Nghiem [2021], Duca-Radu i in. [2021]), a także omówienie wcześniejszych dowodów mikroekonometrycznych w Załączniku H.1. [4] Żadna ze specyfikacji nie jest bezpośrednio porównywalna z modelem teoretycznym, który podkreśla znaczenie estymacji strukturalnej, chociaż Fuhrer [2006] jest najbliżej. Wielu używa bezrobocia, a nie luki produkcyjnej jako zmiennej wymuszającej. Ma to dostojny rodowód sięgający Phillipsa [1958] i Phelpsa [1968]. Jest popularne, ponieważ istnieją lepsze dane. Te dwie rzeczy można połączyć za pomocą prawa Okuna — związku cyklu koniunkturalnego między bezrobociem a odchyleniami produkcji, który wydaje się empirycznie silny (Ball i in. [2013]). Niemniej jednak priorytetem pozostaje wyprowadzenie i przetestowanie mikropodstawowych krzywych płac Phillipsa. [5] Wiele z tych badań jest w stanie wykazać stabilne relacje w ostatnich czasach, pomimo zmian strukturalnych i skutków ostatniego kryzysu finansowego (patrz także Stock i Watson [2020] oraz Candia i in. [2021]). Znaczna trwałość inflacji jest odporna na różne poziomy agregacji, reżimy polityki i prawdopodobne założenia dotyczące trendów innych zmiennych makroekonomicznych, w celu uzyskania dowodów zapoznaj się na przykład z pracami Clarka [2006], Altissimo i in. [2009], Vaony i Ascari [2012]; O'Reilly i Whelana [2005], Beecheya i Österholma [2012], Gerlacha i Tillmanna [2012]; Cogleya i Sargenta [2002], Stocka i Watsona [2016] oraz Kejriwala [2020]. [6] Wyniki najbardziej interesujące w zastosowaniu dotyczyły modelu odniesienia Krusella i Smitha [1998] dotyczącego akumulacji kapitału w warunkach niekompletnych rynków i ryzyka łącznego, takiego jak Cao [2020] i Pröhl [2023]. Zawierają one jednak pewien stopień przypadkowości (i dlatego nie są pełnymi dowodami istnienia). [7] Literatura na temat statyki porównawczej monotonicznej rozwinęła się wokół Milgroma i Robertsa [1994], Milgroma i Shannona [1994], Milgroma i Segala [2002] oraz Atheya [2002]. Ostatnio popularne stały się warunki wypukłości po Acemoglu i Jensenie [2013] oraz Jensenie [2018]. W rzeczywistości, gdy wyprowadzono równowagę stochastyczną, kolejne kroki są często znacznie łatwiejsze niż te wyniki lub ostatnie rozszerzenia, z obietnicami zastosowań do szerszego zestawu modeli. [8] W celu uzyskania wnikliwej dyskusji należy zapoznać się z pracami Kennedy’ego [2003], a w celu uzyskania wyjaśnień technicznych z pracami Hamiltona [1995]. Granger i Newbold [1974] oraz Phillips [1986] to wybitne prace oryginalne. [9] W rzeczywistości możliwe jest usunięcie wpływu dyspersji cen na dynamikę kosztów krańcowych poprzez założenie, że praca jest specyficzna dla firmy (patrz Coibion i Gorodnichenko [2008] oraz Eggertsson i Singh [2019]). Uważam ten wynik za przydatny do wykładów teoretycznych, choć nie do końca przekonujący. Nie naprawia on jednak zniekształcenia ekonomicznego dobrobytu konsumentów. Co więcej, dyspersja nominalna naturalnie powróciłaby, gdyby sztywność płac została uwzględniona w sposób Calvo. Wreszcie, przedsiębiorstwa użyteczności publicznej, związkowcy lub pracownicy za płacę minimalną oraz technologie ogólnego przeznaczenia, takie jak IT, transport, logistyka i infrastruktura biurowa, z pewnością oznaczają znaczny wspólny składnik bazy kosztowej firm. [10] Dzieje się tak, ponieważ w warunkach zerowych model racjonalnych oczekiwań jest białym szumem, więc nie ma żadnych ważnych instrumentów. Dane dotyczące subiektywnych oczekiwań rozwiązują ten problem. [11] Artykuł i faktyczne odpowiedzi są dostępne pod następującymi adresami: https://voxeu.org/article/inflation-market-power-and-price-controls-igm-forum-survey https://www.igmchicago.org/surveys/inflation-market-power-and-price-controls/ Aparicio i Cavallo [2021] analizują zestaw kontroli cen w argentyńskich supermarketach i stwierdzają, że miały one ograniczony wpływ na inflację, który został odwrócony po ich zniesieniu. [12] Kanał Fishera, w którym deflacja podnosi realną stopę procentową, nie występował w ostatnim okresie niskich stóp procentowych. Skrajnym przykładem braku zjawiska deflacji jest Wielka Brytania. Od lutego 2009 r., tuż przed obniżeniem przez Bank stopy bazowej do rekordowo niskiego poziomu 0,5% do lipca 2018 r., tuż przed kolejnym przekroczeniem tego poziomu przez stopę bazową, wskaźnik cen konsumpcyjnych rósł średniorocznie o 2,55%, przekraczając obowiązkowy cel 2%. Dane dotyczące poziomów cen i zmian polityki są dostępne na poniższych stronach, wyniki są odporne na prawdopodobne zmiany datowania https://www.ons.gov.uk/economy/inflationandpriceindices/timeseries/d7bt/mm23 https://www.bankofengland.co.uk/boeapps/database/Bank-Rate.asp [13] Jakiekolwiek tarcie mogłoby w zasadzie złamać Divine Coincidence, Blanchard i Galí [2007] wykorzystują sztywność realnych płac. Nie jest jasne, czy banki centralne są zaniepokojone lub zdolne do korygowania rzeczywistych niedoskonałości rynku wykraczających poza ich cele stabilizacyjne. Można dyskutować, czy te alternatywne tarcia są rzeczywiście pierwszego rzędu w częstotliwości cyklu koniunkturalnego. Najlepszym kandydatem są tarcia finansowe. Było to szczególnym obszarem zainteresowania od czasu Wielkiej Recesji. Jednak temu ostatniemu zainteresowaniu towarzyszyły alternatywne instrumenty (patrz Clement [2010], Hanson i in. [2011], Duncan i Nolan [2015], Aikman i in. [2019] i Kashyap [2020]). Obawy finansowe nie były wcześniej istotne w kształtowaniu polityki pieniężnej w głównych bankach centralnych, zgodnie z Baxa i in. [2013], Rotemberg [2013], Rotemberg [2015] oraz Oet i Lyytinen [2017]. W rzeczywistości wstrząsy finansowe nie wydają się mieć większego znaczenia poza czasami kryzysu, kiedy to działają jak standardowe wstrząsy popytowe (patrz Mian i Sufi [2014], Muir [2017], Mian i Sufi [2018], Huber [2018], Gertler i Gilchrist [2018], Benguria i Taylor [2020] oraz Haque i Magnusson [2021]). [14] Metody szeregów czasowych i mądrość decydentów sugerują, że potrzeba od 18 miesięcy do dwóch lat, aby zmiana polityki pieniężnej miała maksymalny wpływ na inflację. Wynik ten wydaje się być trwały w przypadku zmian reżimów polityki, zgodnie z Bernanke et al. [1999] (patrz str. 315-320), Batini i Nelson [2001], Gerlach i Svensson [2003] oraz niedawną analizą Goodharta i Pradhana [2023]. Na swojej stronie internetowej Bank Anglii informuje opinię publiczną, że: „Polityka pieniężna działa z opóźnieniem wynoszącym około dwóch lat”. (http://www.bankofengland.co.uk/monetarypolicy/Pages/overview.aspx) Jednak Bank publikuje prognozy z trzyletnim wyprzedzeniem i często mówi o „powrocie inflacji do celu w ciągu trzech lat”, co jest zgodne z dłuższą perspektywą stabilizacji i pracą empiryczną Havranek i Rusnak [2013]. (http://www.bankofengland.co.uk/publications/Pages/inflationreport/infrep.aspx) Podobne praktyki stosują inne wiodące banki centralne, których celem jest generowanie inflacji.