where PM and PF indicate the transi

where PM and PF indicate the transition matrix for monetary and fiscal policy, respectively and the joint transition matrix (P)
gives us policy mix of monetary and fiscal policy rules as in the following table:
MONETARY POLICY
Active Passive
FISCAL Active Explosive FTPL
POLICY Passive Ricardian Indeterminacy
For instance, Davig and Leeper (2007 and 2011) proposed that an active monetary and passive fiscal regime combination is
‘‘Ricardian’’ while a passive monetary regime and an active fiscal regime can be called ‘‘Fiscal Theory’’. If both monetary and
fiscal policy regimes are active, the monetary and fiscal policy combination cannot be sustained and hence this policy mix is
‘‘explosive’’. Finally, when both monetary and fiscal policies are passive, the policy mix is referred to as ‘‘indeterminacy.’’
3. Data and empirical results
In this study, we examine the interactions between monetary and policy regimes and determine the policy mix regimes
for the Czech Republic, Estonia, Hungary, Poland, Slovenia and the Slovak Republic. The sample country selection is based on
data availability. Quarterly data are used for monetary and fiscal variables over the 1995Q1–2010Q4 period. The sample period
starts in 1995 to remove the impact of the early transition period during which there had been major fluctuations in data.
Fiscal variables such as the ratio of tax revenue to GDP, debt to GDP ratio are obtained from the OECD database and variables
that are related to monetary policy rule are collected from the IMF’s International Financial Statistics CD-ROOM, and Eurostats
database. Due to data availability, the data set starts from 1995Q4 for Estonia, Hungary and Slovenia. Since the Slovak
Republic and Slovenia adopted the Euro at the beginning of 2009 and 2007, respectively, we estimate the Taylor rule for
these countries separately where the sample period ends at 2006Q4 for Slovenia and 2008Q4 for the Slovak Republic. In
order to account for any seasonal effects, the data are seasonally adjusted using the Tramo/Seats method.
We start our analysis by estimating a two-state Markov regime-switching model for the monetary policy rule to determine
active and passive policy regimes. Hence, we first employ Eq. (8) with instrumental variables to obtain estimates of d1
and d2 and then Eq. (7) is estimated with different numbers of k and p (i.e. taking values 0, 1, 2, 3, 4). We choose the model
that minimizes the Akaike information criterion (AIC) for the forward-looking monetary policy rule. The selected k and p
according to AIC are reported in Table 1.5 The results in Table 1 indicate that except for Poland and the Slovak Republic, Central
Banks of all sample countries adjust their short term interest rate according to four- period- ahead inflation rate (k = 4). On the
other hand, we find p to be 0 for all countries except for the Slovak Republic and Slovenia, which implies Central Banks generally
consider the current output gap in the policy reaction functions. These results are consistent with empirical results found in
Clarida et al. (1998).
Then, we calculate a LR statistic to test model specification (i.e., Markov regime-switching model vis-à-vis the linear
model) for the monetary policy rule.6 The LR test statistic presented in Table 2 soundly rejects the null hypothesis of no
regime-switching in monetary policy rule for all countries. These results suggest the presence of a nonlinear (regime-switching)
relationship in the policy reaction functions. Thus, a linear model would be misspecified; as such, it is necessary to employ
regime switching model to examine monetary policy rules.
Maximum likelihood estimates of the Markov regime-switching model for the monetary policy rule are presented in
Table 3. The estimated coefficients for the Central Bank reaction functions are quite different across regimes and countries.
The states can be classified as ‘active’ and ‘passive’ monetary regimes because the interest rate reaction to inflation exceeds
one in the first regime. However, the estimated coefficient the interest rate reaction to inflation is less than one in the second
state; hence, the second state can be characterized as a passive monetary regime. Notice that the coefficients for inflation and
output gap in both regimes are positive and these results are consistent with a priori expectations for all countries.7 In the
active monetary policy regime, the reaction of the interest rate to inflation range from about 1.3 in Hungary to 11.9 in the Czech
Republic. We also examine whether the effect of inflation on the interest rate is equal to unity in the active monetary policy
regime by means of a Wald test for all countries. In this test, the null hypothesis is that weights on inflation are equal to
one with the alternative hypothesis that weights exceed one. The test results are presented in Table A1 in the Appendix. The
test statistics suggest that the estimated coefficient for inflation is not different from one in the active monetary policy regime at 5% level for all countries except for the Czech and Slovak Republics. Wald test result for the Czech and Slovak Republics shows
that weight of inflation in the active regime is significantly higher than one.
In the passive monetary regime, the estimated coefficients for the interest rate response to inflation range from 0.37 for
the Slovak Republic to 0.80 for Hungary. Specifically, the weight of inflation in the Central Bank reaction function is not statistically
significant in the passive monetary regime for Estonia and Hungary. Note that Central Banks seem to have focused
on the output gap instead of inflation in passive monetary regimes as the weights for the output gap are higher than those of
inflation for the Czech Republic, Estonia, Hungary and Poland. This phenomenon is noted by Owyang and Ramey (2004) who
dubbed it a ‘‘dove regime’’ where output stabilization relative to inflation targets receives higher attention by the Central
Bank8.
The transition probabilities for the monetary policy rule in Table 2 indicate that the passive monetary policy regime is
more persistent than the active monetary policy regime in all countries except for Poland. The probability of remaining in
an active monetary policy regime at time t, when the series is also in an active monetary policy rule regime at time t  1
is below 80% for all countries except for Poland. On the other hand, the probability of remaining in a passive monetary policy
regime at time t when the series is also in a passive monetary policy rule regime at time t  1 is above 90% for all countries.
Also, the mean duration of an active monetary policy regime varies between 1.50 (in Slovenia) and 10.00 (in Poland) quarters.
On the other hand, the passive monetary policy regime duration is generally longer than ten quarters.
As a result, the passive monetary policy rule is more persistent than the active monetary policy regime for all countries.
Our results also show that weight on inflation in the active monetary policy regime is higher than 2 in the Czech Republic,
Estonia and the Slovak Republic. Finally, residual diagnostics such as normality, serial correlation and heteroskedasticity of
the Markov regime-switching model are also reported in Table 2. These tests indicate that the Markov regime switching
model passes all diagnostic tests.
Next, we test whether a Markov regime-switching model or the linear model are more appropriate for the fiscal policy
rule. The test results in Table 4 strongly favor a regime-switching model for fiscal policy rules.
Maximum likelihood estimates of the fiscal policy rule are presented in Table 5.We assume that fiscal policy follows two
states as in monetary policy and the states can be characterized as ‘active’ and ‘passive’ fiscal policy regimes. Empirical
results in Table 5 confirm the presence of two regimes in fiscal policy for all countries except for Poland and the Slovak
Republic. While the estimated coefficient of the lagged debt to GDP ratio is negative or statistically insignificant in the first
state (this result implies an active fiscal policy regime), the estimated coefficient of lagged debt to GDP ratio is positive and
statistically significant in the second state (and hence the second state is a passive fiscal policy regime) for all countries
except for the Poland and the Slovak Republic.
The estimated coefficients for the government expenditure to GDP ratio are positive and statistically significant in the
active fiscal regime for all countries. These results imply that an increase in government expenditure to GDP ratio raises
tax revenue in the active fiscal regime. Moreover, the relationship between the government expenditure-GDP ratio and the tax revenue-GDP ratio is not statistically significant in the passive fiscal regime for the Czech Republic, Estonia and Slovenia.
On the other hand, the estimated coefficient of the government expenditure -GDP ratio is positive and statistically significant
in the passive fiscal regime for Hungary, Poland and the Slovak Republic.
As Leeper (1991) emphasized, monetary and fiscal policy must be consistent to sustain the policy rule; as such, regime
switches between fiscal and monetary rule should be synchronized. Note that monetary policy in general in the Slovak
Republic is consistent with fiscal policy results. Even though we find both active and passive monetary policy in the Slovak
Republic, the passive monetary regime seems to be short lived (about three years). Hence one can conclude that active fiscal
policy over the sample is likely to have required active monetary policy to be short lived in the Slovak Republic.
The estimated transition probabilities in Table 5 show that the active fiscal policy regime is more persistent than the passive
fiscal policy regime for all countries except for the Czech Republic. On the other hand, the passive fiscal policy regime
seems to be more persistent for

Kết quả (Việt) 1:

nơi PM và PF chỉ ra cho chính sách tiền tệ và tài chính, chuyển tiếp, Ma trận tương ứng và ma trận chung chuyển tiếp (P)cho chúng ta kết hợp chính sách của chính sách tiền tệ và tài chính quy tắc như trong bảng sau:CHÍNH SÁCH TIỀN TỆHoạt động thụ độngTài chính hoạt động nổ FTPLChính sách Ricardian thụ động bất địnhVí dụ, Davig và Leeper (năm 2007 và năm 2011) đề xuất rằng một sự kết hợp hoạt động tiền tệ và thụ động chế độ tài chính là'' Ricardian'' trong khi một chế độ thụ động tiền tệ và một chế độ hoạt động tài chính có thể được gọi là '' lý thuyết tài chính ''. Nếu cả hai tiền tệ vàchế độ chính sách thuế khoá đang hoạt động, sự kết hợp chính sách tiền tệ và tài chính không thể được duy trì và do đó kết hợp chính sách này là'' nổ ''. Cuối cùng, khi chính sách tiền tệ và tài chính được thụ động, kết hợp chính sách được gọi là '' bất định."3. dữ liệu và kết quả thực nghiệmTrong nghiên cứu này, chúng tôi kiểm tra sự tương tác giữa tiền tệ và chính sách chế độ và xác định chế độ kết hợp chính sáchcho cộng hòa Séc, Estonia, Hungary, Ba Lan, Slovenia và cộng hòa Slovak. Lựa chọn quốc gia mẫu dựa trêndữ liệu sẵn có. Dữ liệu hàng quý được sử dụng cho tiền tệ và tài chính biến trong giai đoạn 1995Q1-2010Q4. Giai đoạn mẫubắt đầu vào năm 1995 để loại bỏ tác động của giai đoạn chuyển tiếp đầu trong thời gian đó đã là các biến động lớn trong dữ liệu.Tài chính biến như tỷ lệ thuế thu nhập cho GDP, nợ để tỷ lệ GDP được lấy từ cơ sở dữ liệu của OECD và biếnmà có liên quan đến chính sách tiền tệ quy tắc được thu thập từ tài chính quốc tế thống kê CD-phòng của IMF, và Eurostatscơ sở dữ liệu. Do dữ liệu sẵn có, thiết lập dữ liệu bắt đầu từ 1995Q4 cho Estonia, Hungary và Slovenia. Kể từ khi tiếng SlovakCộng hòa và Slovenia chấp nhận đồng Euro vào đầu năm 2009 và 2007, tương ứng, chúng tôi ước tính quy tắc Taylor choCác quốc gia này một cách riêng biệt nơi mẫu thời hạn kết thúc tại 2006Q4 cho Slovenia và 2008Q4 vì nền Cộng hoà Slovak. Ởđơn đặt hàng để giải thích cho bất kỳ hiệu ứng theo mùa, các dữ liệu theo mùa được điều chỉnh bằng cách sử dụng phương pháp Tramo/ghế.Chúng tôi bắt đầu phân tích của chúng tôi bằng cách ước tính một hai nhà nước Markov chế độ chuyển đổi mô hình cho quy tắc chính sách tiền tệ để xác địnhchế độ chính sách hoạt động và thụ động. Do đó, chúng tôi lần đầu tiên sử dụng Eq. (8) với biến công cụ để có được ước tính của d1và d2 và sau đó Eq. (7) được ước tính với các con số khác nhau của k và p (tức là lấy giá trị 0, 1, 2, 3, 4). Chúng tôi chọn các mô hìnhmà giảm thiểu tiêu chuẩn thông tin Akaike (AIC) cho quy tắc chính sách tiền tệ nhìn về phía trước. Đã chọn k và ptheo AIC được báo cáo trong bảng 1.5 kết quả trong bảng 1 cho thấy rằng ngoại trừ cho Ba Lan và cộng hòa Slovak, Trung ươngNgân hàng của các mẫu nước điều chỉnh của họ ngắn hạn lãi suất theo bốn - thời gian - trước tỷ lệ lạm phát (k = 4). Trên cácmặt khác, chúng tôi tìm thấy p là 0 cho tất cả các nước ngoại trừ cộng hoà Slovak và Slovenia, mà ngụ ý ngân hàng Trung ương thườngxem xét khoảng cách sản lượng hiện tại trong chức năng phản ứng chính sách. Những kết quả này là phù hợp với kết quả thực nghiệm tìm thấy trongClarida et al. (1998).Sau đó, chúng tôi tính toán một số liệu thống kê LR để thử nghiệm mô hình đặc điểm kỹ thuật (tức là, Markov chế độ chuyển đổi mô hình vis-à-vis các tuyến tínhMô hình) cho chính sách tiền tệ rule.6 The LR kiểm tra thống kê trình bày trong bảng 2 bị bác bỏ giả thuyết null khôngchế độ-chuyển đổi trong chính sách tiền tệ quy tắc cho tất cả các nước. Những kết quả này cho thấy sự hiện diện của một phi tuyến (chế độ chuyển đổi)mối quan hệ trong các chức năng phản ứng chính sách. Vì vậy, một mô hình tuyến tính sẽ được misspecified; như vậy, nó là cần thiết để sử dụngchế độ chuyển đổi mô hình để kiểm tra chính sách tiền tệ quy tắc.Tối đa khả năng ước tính của các Markov chế độ chuyển đổi mô hình cho quy tắc chính sách tiền tệ được trình bày trongBảng 3. Hệ số ước tính cho các chức năng phản ứng ngân hàng Trung ương là khá khác nhau trên chế độ và các nước.Các tiểu bang có thể được phân loại là 'hoạt động' và 'thụ động' chế độ tiền tệ bởi vì tỷ lệ lãi suất phản ứng để lạm phát vượt quámột trong chế độ đầu tiên. Tuy nhiên, Hệ số ước tính tỷ lệ lãi suất phản ứng để lạm phát là ít hơn một lần thứ hainhà nước; do đó, nhà nước thứ hai có thể được định nghĩa là một chế độ thụ động tiền tệ. Nhận thấy rằng hệ số cho lạm phát vàsản lượng khoảng cách trong cả hai chế độ là tích cực và những kết quả này là phù hợp với sự mong đợi một tiên nghiệm cho tất cả các countries.7 trong cácchế độ hoạt động chính sách tiền tệ, phản ứng của tỷ lệ lãi suất để phạm vi lạm phát từ khoảng 1,3 ở Hungary để 11.9 trong SécCộng hòa. Chúng tôi cũng xem xét cho dù ảnh hưởng của lạm phát trên mức lãi suất là tương đương với sự thống nhất trong chính sách tiền tệ hoạt độngchế độ bằng phương tiện của một thử nghiệm Wald cho tất cả các nước. Trong thử nghiệm này, giả thuyết null là trọng lượng về lạm phát là tương đương vớimột với các giả thuyết khác rằng trọng lượng vượt quá một. Kết quả kiểm tra được trình bày trong bảng A1 trong phụ lục. Cáckiểm tra số liệu thống kê cho thấy rằng hệ số ước tính cho lạm phát không phải là khác nhau từ một trong chế độ hoạt động chính sách tiền tệ ở mức 5% cho tất cả các nước ngoại trừ Séc và cộng hòa Slovak. Wald kết quả xét nghiệm cho thấy Séc và cộng hòa Slovaktrọng lượng của lạm phát ở chế độ hoạt động là cao hơn đáng kể so với một.Trong chế độ thụ động tiền tệ, Hệ số ước tính cho các phản ứng tỷ lệ lãi suất để phạm vi lạm phát từ 0,37 choCộng hòa Slovak để 0,80 cho Hungary. Cụ thể, trọng lượng của lạm phát trong chức năng phản ứng ngân hàng Trung ương là không thống kêquan trọng trong chế độ thụ động tiền tệ cho Estonia và Hungary. Lưu ý rằng ngân hàng Trung ương dường như đã tập trungtrên khoảng cách đầu ra thay vì lạm phát ở chế độ thụ động tiền tệ như kiếm thanh Sword cho khoảng cách ra là cao hơn so với củalạm phát cho cộng hòa Séc, Estonia, Hungary và Ba Lan. Hiện tượng này được ghi nhận bởi Owyang và Ramey (2004) ngườigọi nó một '' dove chế độ '' nơi đầu ra ổn định tương đối so với lạm phát mục tiêu nhận được sự chú ý cao bởi Trung tâmBank8.Xác suất chuyển tiếp cho quy tắc chính sách tiền tệ trong bảng 2 cho biết rằng chế độ thụ động chính sách tiền tệ làliên tục so với chế độ hoạt động chính sách tiền tệ quốc gia tất cả ngoại trừ Ba Lan. Xác suất của còn lại trongmột chế độ hoạt động chính sách tiền tệ thời gian n, khi dòng cũng là một hoạt động chính sách tiền tệ quy tắc chế độ thời gian n 1là dưới 80% cho tất cả các nước ngoại trừ Ba Lan. Mặt khác, xác suất của còn lại trong một chính sách tiền tệ thụ độngCác chế độ thời gian n khi dòng cũng là một chế độ cai trị thụ động chính sách tiền tệ thời gian n 1 là trên 90% cho tất cả các nước.Ngoài ra, thời gian có nghĩa là một chế độ hoạt động chính sách tiền tệ khác nhau giữa 1,50 (tại Slovenia) và 10,00 (thuộc Ba Lan) khu.Mặt khác, thời gian chế độ thụ động chính sách tiền tệ là nói chung dài hơn mười khu.Kết quả là, các quy tắc chính sách tiền tệ thụ động là liên tục hơn so với chế độ hoạt động chính sách tiền tệ cho tất cả các nước.Kết quả của chúng tôi cũng cho thấy rằng trọng lượng về lạm phát ở chế độ hoạt động chính sách tiền tệ là cao hơn 2 tại cộng hòa Séc,Estonia và cộng hòa Slovak. Cuối cùng, dư chẩn đoán như bình thường, nối tiếp tương quan và heteroskedasticity củaMô hình chế độ chuyển đổi Markov cũng được báo cáo trong bảng 2. Các xét nghiệm này chỉ ra rằng các chuyển đổi chế độ MarkovMô hình đi tất cả các xét nghiệm chẩn đoán.Tiếp theo, chúng tôi kiểm tra xem một mô hình Markov chế độ chuyển đổi hoặc các mô hình tuyến tính là thích hợp hơn cho chính sách tài chínhquy tắc. Kết quả thử nghiệm trong bảng 4 mạnh mẽ ủng hộ một chế độ chuyển đổi mô hình cho các chính sách tài chính quy tắc.Tối đa khả năng ước tính của các quy tắc chính sách tài khóa được trình bày trong bảng 5, chúng tôi giả định rằng chính sách tài khóa sau haiCác tiểu bang như trong chính sách tiền tệ và các tiểu bang có thể được định nghĩa là 'hoạt động' và 'thụ động' các chính sách tài khóa chế độ. Thực nghiệmCác kết quả trong bảng 5 xác nhận sự hiện diện của hai chế độ trong các chính sách tài chính cho các quốc gia tất cả ngoại trừ Ba Lan và người SlovakCộng hòa. Trong khi hệ số ước tính của các khoản nợ lagged để GDP tỷ lệ là tiêu cực hoặc thống kê không đáng kể trong lần đầu tiênbang (kết quả này ngụ ý một chế độ chính sách thuế hoạt động), Hệ số ước tính của lagged nợ để tỷ lệ GDP là tích cực vàý nghĩa thống kê thuộc bang thứ hai (và do đó nhà nước thứ hai là một chế độ chính sách thuế thụ động) cho tất cả các nướcNgoại trừ Ba Lan và cộng hòa Slovak.Hệ số ước tính cho chi tiêu chính phủ để tỷ lệ GDP được tích cực và ý nghĩa thống kê quan trọng trong cáchoạt động chế độ tài chính cho tất cả các nước. Những kết quả này ngụ ý rằng sự gia tăng chi tiêu chính phủ để tỷ lệ GDP tăngthuế doanh thu trong chế độ hoạt động tài chính. Hơn nữa, mối quan hệ giữa chính phủ chi tiêu-GDP tỷ lệ và tỷ lệ doanh thu-GDP thuế không phải là ý nghĩa thống kê quan trọng trong chế độ thụ động tài chính cho cộng hòa Séc, Estonia và Slovenia.Mặt khác, Hệ số ước tính tỷ lệ - GDP chi tiêu của chính phủ là tích cực và ý nghĩa thống kêtrong chế độ thụ động tài chính cho Hungary, Ba Lan và cộng hòa Slovak.Như Leeper (1991) nhấn mạnh, chính sách tiền tệ và tài chính phải phù hợp để duy trì các quy tắc chính sách; như vậy, chế độthiết bị chuyển mạch giữa quy tắc tài chính và tiền tệ nên được đồng bộ hóa. Lưu ý rằng chính sách tiền tệ nói chung trong tiếng SlovakHoà là phù hợp với chính sách tài khóa kết quả. Mặc dù chúng tôi tìm thấy cả hai hoạt động và thụ động chính sách tiền tệ trong tiếng SlovakCộng hòa, chế độ thụ động tiền tệ có vẻ là ngắn sống (khoảng ba năm). Do đó người ta có thể kết luận rằng tài chính hoạt độngCác chính sách trên mẫu có thể có yêu cầu hoạt động chính sách tiền tệ là ngắn sống tại cộng hòa Slovak.Xác suất ước tính chuyển tiếp trong bảng 5 Hiển thị chế độ chính sách thuế hoạt động là hơn liên tục hơn thụ độngchính sách tài khóa các chế độ cho tất cả các nước ngoại trừ cộng hòa Séc. Mặt khác, chế độ thụ động chính sách tài chínhcó vẻ là nhiều liên tục cho

Kết quả (Việt) 2:

nơi PM và PF chỉ ra các ma trận chuyển đổi cho chính sách tiền tệ và tài khóa, tương ứng và các ma trận chuyển đổi doanh (P)
cho chúng ta kết hợp chính sách của quy tắc chính sách tiền tệ và tài khóa như trong bảng dưới đây:
CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ
mới Passive
TÀI CHÍNH mới nổ FTPL
CHÍNH SÁCH Passive Ricardo Tính không chính xác
Ví dụ, Davig và Leeper (2007 và 2011) đề xuất rằng một tiền tệ và thụ động kết hợp chế độ tài chính hiện hành được
'' Ricardo '' trong khi một chế độ tiền tệ chủ động và thụ một chế độ tài chính hoạt động có thể được gọi là '' Lý thuyết tài chính ''. Nếu tiền tệ và
các chế độ chính sách tài chính đang hoạt động, sự kết hợp giữa chính sách tiền tệ và tài khóa không thể được duy trì và do đó chính sách hỗn hợp này là
'' nổ ''. Cuối cùng, khi cả hai chính sách tiền tệ và tài khóa là thụ động, phối hợp chính sách được gọi là '' bất định. ''
3. Dữ liệu và kết quả thực nghiệm
Trong nghiên cứu này, chúng tôi xem xét sự tương tác giữa các chế độ tiền tệ và chính sách và xác định các chế độ pha trộn chính sách
đối với Cộng hòa Czech, Estonia, Hungary, Ba Lan, Slovenia và Cộng hòa Slovak. Việc lựa chọn nước mẫu được dựa trên
dữ liệu sẵn có. Dữ liệu quý được sử dụng cho các biến số tiền tệ và tài khóa trong giai đoạn 1995Q1-2010Q4. Thời kỳ mẫu
bắt đầu vào năm 1995 để loại bỏ các tác động của thời kỳ quá độ đầu trong thời gian đó đã có những biến động lớn trong dữ liệu.
các biến tài chính như tỷ lệ thu thuế trên GDP, tỷ lệ nợ GDP được lấy từ cơ sở dữ liệu của OECD và các biến
đó có liên quan đến quy tắc chính sách tiền tệ được thu thập từ Quốc tế Thống kê tài chính CD-ROOM của IMF, và Eurostats
cơ sở dữ liệu. Do dữ liệu sẵn có, các dữ liệu thiết lập bắt đầu từ 1995Q4 cho Estonia, Hungary và Slovenia. Kể từ khi Slovak
Republic và Slovenia đã thông qua Euro vào đầu năm 2009 và 2007, tương ứng, chúng tôi ước tính các quy tắc Taylor cho
các quốc gia riêng biệt, nơi thời kỳ mẫu kết thúc vào 2006Q4 2008Q4 cho Slovenia và cho Cộng hòa Slovak. Trong
trật tự có tính đến tác động theo mùa, các dữ liệu được điều chỉnh theo mùa bằng cách sử dụng phương pháp TRAMO / Chỗ ngồi.
Chúng tôi bắt đầu phân tích của chúng tôi bằng cách ước lượng một mô hình Markov chế độ chuyển mạch hai nhà nước đối với các quy tắc chính sách tiền tệ để xác định
chế độ chính sách tích cực và thụ động. Do đó, đầu tiên chúng tôi sử dụng phương. (8) với biến công cụ để có được các ước tính của d1
và d2 và sau đó Eq. (7) được ước tính với số lượng khác nhau của k và p (tức là lấy giá trị 0, 1, 2, 3, 4). Chúng tôi lựa chọn các mô hình
giảm thiểu các tiêu chí thông tin Akaike (AIC) cho các quy tắc chính sách tiền tệ hướng tới tương lai. Các k chọn và p
theo AIC được báo cáo trong Bảng 1.5 Kết quả ở bảng 1 cho thấy rằng ngoại trừ Ba Lan và Cộng hòa Slovak, Trung ương
Ngân hàng của tất cả các nước tham gia khảo điều chỉnh lãi suất ngắn hạn của mình theo bốn period- trước tỷ lệ lạm phát ( k = 4). Trên
Mặt khác, chúng ta thấy p là 0 cho tất cả các nước ngoại trừ Cộng hòa Slovak và Slovenia, trong đó hàm ý Trung ương Các ngân hàng thường
xem xét các khoảng cách sản lượng hiện tại trong các chức năng phản ứng chính sách. Các kết quả này phù hợp với kết quả thực nghiệm được tìm thấy trong
Clarida et al. (1998).
Sau đó, chúng tôi tính toán một thống kê LR để kiểm tra mô hình đặc điểm kỹ thuật (ví dụ, mô hình Markov chế độ chuyển mạch vis-à-vis các tuyến tính
mô hình) cho các chính sách tiền tệ rule.6 Các thống kê kiểm định LR được trình bày trong Bảng 2 ngon từ chối giả thuyết không có
chế độ chuyển mạch trong quy tắc chính sách tiền tệ đối với tất cả các nước. Những kết quả này cho thấy sự hiện diện của một phi tuyến (chế độ chuyển đổi)
mối quan hệ trong các chức năng phản ứng chính sách. Như vậy, một mô hình tuyến tính sẽ được misspecified; như vậy, nó là cần thiết để sử dụng các
mô hình chuyển đổi chế độ kiểm tra quy tắc chính sách tiền tệ.
ước tính khả năng tối đa của mô hình chế độ chuyển mạch Markov cho các quy tắc chính sách tiền tệ được thể hiện trong
Bảng 3. Các hệ số ước lượng cho các chức năng phản ứng của Ngân hàng Trung ương là khá khác nhau qua chế độ và các nước.
Các trạng thái có thể được phân loại như các chế độ tiền tệ 'hoạt động' và 'thụ động' vì phản ứng lãi suất để lạm phát vượt quá
một trong các chế độ đầu tiên. Tuy nhiên, các hệ số ước lượng phản ứng lãi suất đối với lạm phát là ít hơn một trong hai
nhà nước; do đó, các nhà nước thứ hai có thể được mô tả như là một chế độ tiền tệ thụ động. Chú ý rằng các hệ số lạm phát và
khoảng cách sản lượng trong cả hai chế độ tích cực và những kết quả này phù hợp với một kỳ vọng tiên cho tất cả countries.7 Trong
chế độ chính sách tiền tệ chủ động, phản ứng của lãi suất đối với phạm vi lạm phát từ khoảng 1.3 đến Hungary 11,9 trong Czech
Republic. Chúng tôi cũng xem xét xem tác động của lạm phát về mức lãi suất bằng với sự thống nhất trong chính sách tiền tệ chủ động
chế độ bằng phương tiện của một thử nghiệm Wald cho tất cả các nước. Trong thử nghiệm này, các giả thuyết là trọng với lạm phát là tương đương với
một với các giả thuyết khác rằng trọng lượng vượt quá một. Kết quả kiểm tra được thể hiện trong Bảng A1 trong Phụ lục. Các
số liệu thống kê thử nghiệm cho thấy rằng các hệ số ước tính cho lạm phát không phải là khác nhau từ một trong các chế độ chính sách tiền tệ chủ động ở mức 5% cho tất cả các nước ngoại trừ cho các nước cộng hòa Czech và Slovak. Wald kết quả xét nghiệm cho các nước cộng hòa Czech và Slovak thấy
rằng trọng lượng của lạm phát trong chế độ hoạt động cao hơn một cách đáng kể.
Trong chế độ tiền tệ thụ động, các hệ số ước lượng cho các phản ứng lãi suất đối với phạm vi lạm phát từ 0,37 cho
nước Cộng hoà Slovak đến 0,80 cho Hungary. Cụ thể, trọng lượng của lạm phát trong các chức năng phản ứng của Ngân hàng Trung ương không phải là thống kê
quan trọng trong chế độ tiền tệ bị động cho Estonia và Hungary. Lưu ý rằng Ngân hàng Trung ương dường như đã tập trung
vào các khoảng cách sản lượng thay vì lạm phát trong chế độ tiền tệ thụ động như trọng lượng cho chênh lệch sản lượng cao hơn so với của
lạm phát đối với Cộng hòa Czech, Estonia, Hungary và Ba Lan. Hiện tượng này được ghi nhận bởi Owyang và Ramey (2004), người
được mệnh danh nó là một '' chế độ bồ câu '' nơi ổn định sản lượng so với mục tiêu lạm phát được quan tâm cao của Trung ương
Bank8.
Các xác suất chuyển đổi cho các quy tắc chính sách tiền tệ trong Bảng 2 chỉ ra rằng chế độ chính sách tiền tệ là thụ động
hơn dai dẳng hơn chế độ chính sách tiền tệ chủ động trong tất cả các nước ngoại trừ Ba Lan. Xác suất còn lại trong
một chế độ chính sách tiền tệ hoạt động tại thời điểm t, khi hàng loạt cũng là một chính sách tiền tệ chế độ quy tắc hoạt động tại thời điểm t? 1
là dưới 80% cho tất cả các nước ngoại trừ Ba Lan. Mặt khác, xác suất còn lại trong một chính sách tiền tệ bị động
chế độ tại thời điểm t khi hàng loạt cũng là trong một chế độ cai trị chính sách tiền tệ thụ động tại thời điểm t? 1 là trên 90% cho tất cả các quốc gia.
Ngoài ra, thời gian trung bình của một chế độ chính sách tiền tệ chủ động thay đổi từ 1,50 (ở Slovenia) và 10.00 (Phần Lan) tư.
Mặt khác, thời gian chế độ chính sách tiền tệ bị động thường dài hơn là mười phương.
Kết quả là, các quy tắc chính sách tiền tệ hơn là thụ động bền bỉ hơn các chế độ chính sách tiền tệ chủ động cho tất cả các nước.
Kết quả của chúng tôi cũng cho thấy trọng lượng mà về lạm phát trong chế độ chính sách tiền tệ chủ động cao hơn so với 2 tại Cộng hòa Séc,
Estonia và Cộng hòa Slovak. Cuối cùng, chẩn đoán còn lại như bình thường, tương quan nối tiếp và heteroskedasticity của
các mô hình chế độ chuyển mạch Markov cũng được báo cáo trong Bảng 2. Các xét nghiệm cho thấy rằng các chuyển đổi chế độ Markov
model vượt qua tất cả các xét nghiệm chẩn đoán.
Tiếp theo, chúng ta kiểm tra xem một Markov chế độ chuyển mạch mô hình hoặc các mô hình tuyến tính là thích hợp hơn cho các chính sách tài chính
quy định. Các kết quả kiểm tra trong Bảng 4 mạnh mẽ ủng hộ một mô hình chế độ chuyển mạch cho các quy tắc chính sách tài khóa.
ước tính khả năng tối đa của các quy tắc chính sách tài chính được trình bày trong Bảng 5.We giả định rằng chính sách tài khóa sau hai
tiểu bang như trong chính sách tiền tệ và các quốc gia có thể được đặc trưng là 'hoạt động' chế độ 'thụ động' tài chính chính sách. Thực nghiệm
kết quả trong Bảng 5 xác nhận sự hiện diện của hai chế độ chính sách tài chính cho tất cả các nước ngoại trừ Ba Lan và Slovak
Republic. Trong khi các hệ số ước lượng của các khoản nợ trễ để tỷ lệ GDP là tiêu cực hay không có ý nghĩa thống kê ở đầu
nhà nước (kết quả này ngụ ý một chế độ chính sách tài khóa chủ động), hệ số nợ trễ để tỷ lệ GDP là tích cực và
có ý nghĩa thống kê về tình trạng thứ hai ( và do đó nhà nước thứ hai là một chế độ chính sách tài chính thụ động) cho tất cả các nước
ngoại trừ Ba Lan và Cộng hòa Slovak.
Các hệ số ước tính cho các chi tiêu của chính phủ với tỷ lệ GDP là tích cực và có ý nghĩa thống kê ở các
chế độ tài chính hoạt động cho tất cả các nước. Những kết quả này ngụ ý rằng sự gia tăng chi tiêu chính phủ để tỷ lệ GDP tăng
doanh thu thuế trong các chế độ tài chính đang hoạt động. Hơn nữa, mối quan hệ giữa tỷ lệ chi tiêu của chính phủ so với GDP và tỷ lệ thuế doanh thu trên GDP không phải là ý nghĩa thống kê ở các chế độ tài chính thụ động cho Cộng hòa Czech, Estonia và Slovenia.
Mặt khác, các hệ số ước lượng của -GDP chi tiêu chính phủ tỷ lệ là tích cực và có ý nghĩa thống kê
ở các chế độ tài chính thụ động đối với Hungary, Ba Lan và Cộng hòa Slovak.
Như Leeper (1991) nhấn mạnh, tiền tệ và chính sách tài chính phải phù hợp để duy trì các quy tắc chính sách; như vậy, chế độ
chuyển mạch giữa quy tắc tài khóa và tiền tệ cần được đồng bộ. Lưu ý rằng chính sách tiền tệ nói chung trong Slovak
Republic là phù hợp với kết quả chính sách tài khóa. Mặc dù chúng ta thấy cả chính sách tiền tệ chủ động và thụ động trong Slovak
Republic, chế độ tiền tệ thụ động có vẻ là ngắn ngủi (khoảng ba năm). Do đó người ta có thể kết luận rằng tài chính hoạt động
chính sách trong mẫu là có thể đã yêu cầu chính sách tiền tệ tích cực để được sống ngắn tại Cộng hòa Slovak.
Các xác suất chuyển đổi ước tính trong Bảng 5 cho thấy các chế độ chính sách tài chính tích cực hơn là dai dẳng hơn thụ động
chính sách tài khóa chế độ đối với tất cả các nước ngoại trừ Cộng hòa Czech. Mặt khác, chế độ chính sách tài chính thụ động
có vẻ là dai dẳng hơn cho