The interaction between monetary an

The interaction between monetary and fi scal policies in Turkey: An estimated New
Keynesian DSGE model☆
Cem Çebi
Central Bank of the Republic of Turkey, Head Offi ce, Istiklal Caddes i, 10, Post Code: 06100, Ulus, Ankara, Turkey
a r t i c l e i n f o a b s t r a c t
Article histo ry:
Accepted 10 April 2012
JEL classifi cations:
E52
E61
E63
Keywords:
Monetary and fi scal policies
Macroeconomic stabilisation
Bayesian estimation
This paper estima tes a New Keynes ian open economy DSGE model for Turkey by using Bayesian estimation
technique for the period of 2002:q1 – 2009:q3. It studies fi scal and monetary policy interactions and their
role in stabilisation of the economy using a small-scale model following the methodo logy outlined in Lubik
and Schorfheide (2007). The general features of the model can be summarised as follows: Calvo style nominal
price rigidities, perfect exchange rate pass-through, complete international asset markets, rule of thumb price
setters and distortionary taxation.
The parameter estimates show that the monetary authority reacts to infl ation but only weakly reacts to the
output gap. The degree of interest rate smoothing is high. Fiscal policy has contributed to the debt stabilisation but there is no evidence on active fi scal stabilisation of output gap.
© 2012 Elsevier B.V. All rights reserved.
1. Introduction
After two subsequent fi nancial crises Turkey started year 2001 with
budget defi cit of 11.9% of GDP, and a double-digit infl ation rate of 68.5%
per annum was reached by the end of the year. The share of net stock of
public debt in the GDP was 66.3%, and most of the debt was short-term.
Remarkably, by the end of 2009 infl ation fell to 6.5% per annum and by
the end of 2008 the defi cit to GDP ratio was reduced to just 1.8%. Arguably, the stabilisation has to be attributed to the “ St ren gth en in g t he
Turkish Economy” programme that took off in 2001, after the Central
Bank of Turkey gained formal independence. This programme was conducted under the fl oating exchange rate and an informal (implicit) infl ation targeting regime, supported by both monetary and fi scal
policies. In January 2006, after the initial success of the stabilisation programme, Turkey introduced an explicit infl ation target.
This paper assesses the extent to which the observed stabilisation in
Turkey can be attributed to monetary and fi scal policy mix in the postcrisis period. Turkey is one of the European Union candidate countries,
and the success of the stabilisation makes further integration of Turkey
with European countries more realistic. As such integration is impossible without convergence of main economic mechanisms and policies, it
is imperative to investigate similarities and differences of transmission
mechanisms in Turkey with those in the EU countries. There is virtually
no empirical research on policy transmission mechanisms in Turkey
that uses (small-scale) internally consistent m odels. The (only) exception is Ortiz et al. (2009), but the model employed there does not include fiscal policy and can be miss-specified in an important way.
We use a standard small-scale open economy New Keynesian model,
adopted from Lubik and Schorfheide (2007) but modified to include effects offiscal policy.1 The model assumes Calvo-style nominal price rigidities but with rule-of-thumb price-setters, perfect exchange rate passthrough, complete international asset markets. Importantly, fiscal policy
has to satisfy an important intertemporal solvency constraint. Lubik and
Schorfheide (2007) have demonstrated that despite simplicity and potential misspecifications small DSGE models, such as one we use here,
can capture robust empirical relationships. Because the main aim of
this paper is to estimate parameters of policy interactions, we keep the
model of the economy simple, and the model equations essentially
work as identifying restrictions for policy reactions. A microfounded
model allows us to derive theory-based monetary and fiscal policy
rules. We use both instruments of fiscal policy, government spending
and labour income taxes, and assume joint rules-based monetary-fiscal
stabilisation policy. The adopted empirical approach, the Bayesian estimation, is system-based and allows us to account for important effects
of government solvency constraint in identification of fiscal policy.
Our analysis demonstrates that over the post-crisis period monetary policy in Turkey reacted to inflation aggressively. There is a literature on the issue that high level of debt stock prevents the Central
Economic Modelling 29 (2012) 1258–1267
☆ I would like to thank Tatiana Kirsanova, Ümit Özlale, Mustafa Kilinç and the anonymous referees for useful comments and suggestions. I would like to also thank participants of seminar at Central Bank of the Republic of Turkey for comments. The paper
represents the views and analysis of the author and should not be thought to represent
those of Central Bank of the Republic of Turkey. Any errors are mine.
E-mail address: [e-mail].
1 The model is a modified version of Gali and Monacelli (2005) and includes fiscal
policy as in Fragetta and Kirsanova (2010).
0264-9993/$ – see front matter © 2012 Elsevier B.V. All rights reserved.
doi:10.1016/j.econmod.2012.04.014
Contents lists available at SciVerse ScienceDirect
Economic Modelling
journal homepage: www.elsevier.com/locate/ecmod
Banks to implement an independent monetary policy. This is because
if the Central Banks increase policy rates, this would also increase
debt burden of the budget and so jeopardise debt sustainability.2 In
spite of the fact that the concerns about the sustainability of domestic
debt stock maintained in the early 2000s, they have gradually alleviated over time thanks to implementation of strong fiscal discipline.
Hence, this situation has caused the increase in the efficiency of the
monetary transmission mechanism in Turkey.3
There is also a weak evidence of output gap stabilisation. We find
that fiscal policy played an important role in debt stabilisation, but we
did not find any evidence on active stabilisation of output gap by fiscal means. Overall, we find that monetary and fiscal policy mix in Turkey in 2001–2009 was similar to the one in many developed
countries, as reported in Gali and Perotti (2003).
This paper is structured in the following way. The New Keynesian
open economy DSGE model is outlined in Section 2. Section 3 discusses the estimation methodology, data and the choice of priors.
Section 4 presents the empirical results. Finally, Section 5 concludes.
2. The model
2.1. The behaviour of the private sector
A small open economy is inhabited by a representative, infinitely lived
household who seeks to maximise the expected present discounted value
of the lifetime utility subject to intertemporal budget constraint:
E
0 X
∞
t ¼0
β t C1t −σ
1 −σ þ χ
G1 −σ
t
1 −σ −
N1 þφ
t
!1 þ φ ð1 Þ
where β∈ (0,1) is the household discount factor, σ is inverse intertemporal elasticity of substitution in consumption, φ is inverse labour supply
elasticity with respect to real wage and χ is a relative weight on consumption of public goods. The aggregate variables in the utility function, Ct, Gt
and Nt are private consumption, government spending and labour supplied (hours of work), respectively.
Household's intertemporal budget constraint is standard and can
be written as follows:
P
tCt þ Etn oQt;t þ1Dt þ1 þ T≤Dt þ ð Þ1−ϒt WtNt ð2Þ
where Qt, t + 1 = (1/1 + rt) is one-period ahead stochastic discount factor, rt is nominal interest rate, and T and ϒt represent constant lumpsum taxes and income tax rate, respectively. Wt is nominal wage, Dt is
nominal portfolio, Pt is consumer price index (CPI) and Ct is composite consumption index which consists of index of domestically produced goods (CH, t) and index of imported goods (CF, t). These goods
are produced by monopolistically competitive firms.
A forward looking open economy IS curve, which is found in Gali
and Monacelli (2005, 2008), is described in terms of output instead
of consumption by using national income identity and risk sharing
condition. A log-linearised IS curve in terms of deviations from steady
state can be expressed as follows4:
^yt ¼ Et y^ tþ1 −Et Δg^ tþ1 þ α ϖð Þ−1 ð Þρc −1 c^ t− 1
σ
α
^r
 t−Etn oπ^ H;tþ1
ð3Þ
where σ
α≡ ð Þþ1−ασ αϖ and ϖ≡ σγ+(1 − α)(ση− 1). Parameter η>0 denotes elasticity of substitution between domestic and foreign goods, α
measures the share of domestic consumption allocated to imported
goods (degree of openness) and γ reflects elasticity of substitution between the goods produced in different foreign countries. Endogenous
variables are defined as follows: output y^ t ¼ ln Y t=Y ; ¼ yt−y, where
y denotes steady state value of yt, government spending gt= − ln(1 −
Gt/Yt), nominal interest rate rt and domestic inflation πH, t= ln(PH, t/
PH, t− 1). I use domestic inflation instead of CPI inflation by substituting
out import component of CPI inflation with the help of risk sharing condition. Domestic price, PH, t, is represented by GDP deflator and ct∗ = yt∗−
gt∗ denotes exogenous world consumption (output), which follows
AR(1) process. In this study, all foreign variables are indexed with
an asterisk, (∗). I obtain a forward looking open economy IS curve in
the gap form as follows 5:
~yt ¼ Et y~tþ1 −Et Δg~ tþ1 − 1
σ
α
~r
 t−Etn oπ~ H;tþ1 ð4Þ
where y~t ¼ y^ t−y^ nt , ~rt ¼ ^rt−^rnt . We can write g~ tþ1 ¼ g^ tþ1 and π~ H;tþ1 ¼
^π
H
;tþ1 since g^ ntþ1 ¼ π^ nH;tþ1 ¼ 0: 6 Finally, y^ nt and ^rnt denote natural
level of output and of nominal interest rate, respectively. These are
the equilibrium level of output and interest rates in absence of nominal rigidities, which can be written in the following way7:
^ynt ¼ ð Þ1 þ φ
σ
ð Þα þ φ
^a
t−
σ−σ
ð Þα σ þ φ α
ð Þ
^c
t ð5Þ
^rn
t ¼ σα Et y^ ntþ1 −y^ nt þ σαα ϖð Þ−1

Kết quả (Việt) 1:

Sự tương tác giữa tiền tệ và chính sách scal fi tại Thổ Nhĩ Kỳ: một ước tính NewKeynes DSGE model☆Cem ÇebiNgân hàng Trung ương cộng hòa của Thổ Nhĩ Kỳ, đầu Offi ce, Istiklal Caddes tôi, 10, đăng mã: 06100, Ulus, Ankara, Thổ Nhĩ Kỳr t tôi c l e tôi n f o một b s t r một t cBài viết histo ry:Được chấp nhận ngày 10 tháng 4 năm 2012JEL không cation:E52E61E63Từ khoá:Chính sách tiền tệ và fi scalỔn định kinh tế vĩ môƯớc lượng BayesNày giấy estima tes ian Keynes mới mở kinh tế DSGE mô hình cho Thổ Nhĩ Kỳ bằng cách sử dụng ước lượng Bayeskỹ thuật cho giai đoạn của 2002:q1-2009:q3. Nó nghiên cứu về fi scal và chính sách tiền tệ tương tác và của họvai trò trong ổn định của nền kinh tế bằng cách sử dụng một mô hình quy mô nhỏ sau methodo logy nêu trong Lubikvà Schorfheide (2007). Các tính năng chung của các mô hình có thể được tóm tắt như sau: Calvo phong cách trên danh nghĩagiá rigidities, tỷ giá hối đoái hoàn hảo ñöôïc, hoàn thành thị trường tài sản quốc tế, quy tắc của ngón tay cái giádistortionary thuế và setters.Các tham số ước tính cho thấy cơ quan tiền tệ phản ứng để infl tin nhưng chỉ yếu phản ứng với cácđầu ra khoảng cách. Mức độ lãi suất làm mịn là cao. Chính sách tài khóa đã góp phần vào ổn định nợ nhưng không có bằng chứng về hoạt động fi scal ổn định của sản lượng khoảng cách.© 2012 Elsevier B.V Tất cả các quyền.1. giới thiệuSau khi hai cuộc khủng hoảng tiếp theo fi quầy Thổ Nhĩ Kỳ bắt đầu năm 2001 vớingân sách defi cit 11,9% của GDP, và một tỷ lệ hai con số infl tin 68.5%mỗi năm đã đạt đến cuối năm. Những chia sẻ của các cổ phiếu ròng củanợ công trong GDP là 66,3%, và hầu hết các khoản nợ ngắn hạn.Đáng chú ý, vào cuối năm 2009 infl tin đã giảm đến 6,5% / năm và bằngvào cuối năm 2008, cit defi tỷ lệ GDP đã giảm chỉ 1,8%. Tranh cãi, sự ổn định đã được quy cho các "St ren gth en trong g t ôngChương trình kinh tế Thổ Nhĩ Kỳ"đã diễn ra trong năm 2001, sau khi TrungNgân hàng của Thổ Nhĩ Kỳ giành được độc lập chính thức. Chương trình này được thực hiện theo tỷ giá hối đoái tục fl và một tin không chính thức (tiềm ẩn) infl nhắm mục tiêu theo chế độ, được hỗ trợ bởi cả hai tiền tệ và fi scalchính sách. Tháng 1 năm 2006, sau thành công ban đầu của chương trình ổn định, Thổ Nhĩ Kỳ giới thiệu một mục tiêu rõ ràng infl tin.Bài báo này đánh giá mức độ mà ổn định quan sát trongThổ Nhĩ Kỳ có thể được quy cho đến tiền tệ và chính sách scal fi trộn trong giai đoạn postcrisis. Thổ Nhĩ Kỳ là một quốc gia ứng cử viên liên minh châu Âu,và sự thành công của ổn định làm cho thêm hội nhập của Thổ Nhĩ Kỳvới nước châu Âu thực tế hơn. Như vậy tích hợp là không thể mà không có sự hội tụ của chính các cơ chế kinh tế và chính sách, nólà bắt buộc để điều tra các điểm tương đồng và khác biệt của truyềncơ chế tại Thổ Nhĩ Kỳ với những người trong các quốc gia EU. Đó là hầu nhưkhông có nghiên cứu thực nghiệm về cơ chế truyền chính sách tại Thổ Nhĩ Kỳcó sử dụng odels nội bộ phù hợp m (nhỏ). Ngoại lệ (duy nhất) là Ortiz et al. (2009), nhưng các mô hình làm việc có không bao gồm các chính sách tài chính và có thể được Hoa hậu quy định một cách quan trọng.Chúng tôi sử dụng một tiêu chuẩn kinh tế quy mô nhỏ mở Keynes mô hình mới,được thông qua từ Lubik và Schorfheide (2007) nhưng sửa đổi để bao gồm các hiệu ứng offiscal policy.1 mô hình giả định Calvo-phong cách giá danh nghĩa rigidities nhưng với quy tắc của ngón tay cái giá-setters, hoàn hảo tỷ giá hối đoái passthrough, hoàn thành tài sản quốc tế thị trường. Quan trọng, chính sách tài chínhcó để đáp ứng một hạn chế khả năng thanh toán intertemporal quan trọng. Lubik vàSchorfheide (2007) đã chứng minh rằng mặc dù đơn giản và tiềm năng misspecifications nhỏ DSGE mô hình, chẳng hạn như một trong chúng tôi sử dụng ở đây,có thể nắm bắt mạnh mẽ mối quan hệ thực nghiệm. Bởi vì chính nhằm mục đích củagiấy này là để ước lượng tham số chính sách tương tác, chúng tôi giữ cácMô hình của nền kinh tế đơn giản, và các phương trình mô hình cơ bảnlàm việc như xác định các giới hạn cho các phản ứng chính sách. Một microfoundedMô hình cho phép chúng tôi lấy được dựa trên lý thuyết tiền tệ và tài chính sáchquy tắc. Chúng tôi sử dụng cả hai công cụ của chính sách tài chính, chi tiêu chính phủvà kế toán thuế thu nhập, và giả định chung quy tắc dựa trên tiền tệ – tài chínhchính sách ổn định. Cách tiếp cận thực nghiệm được thông qua, ước lượng Bayes, là dựa trên hệ thống và cho phép chúng tôi để giải thích cho quan trọng tác độngcủa chính phủ hạn chế khả năng thanh toán trong việc xác định các chính sách tài khóa.Phân tích của chúng tôi cho thấy rằng trong khoảng thời gian sau cuộc khủng hoảng chính sách tiền tệ ở Thổ Nhĩ Kỳ đã phản ứng với lạm phát mạnh. Có là một tài liệu về vấn đề mức độ cao của các chứng khoán nợ ngăn ngừa Trung29 mô hình kinh tế (2012) 1258-1267☆ tôi muốn cảm ơn Tatiana Kirsanova, Ümit Özlale, Mustafa Kilinç và những người referees chưa xác định người cho ý kiến hữu ích và gợi ý. Tôi muốn cũng cảm ơn những người tham gia hội thảo tại ngân hàng Trung ương của cộng hòa Thổ Nhĩ Kỳ cho ý kiến. Giấyđại diện cho các quan điểm và phân tích của tác giả và không nên được dùng để đại diện chonhững ngân hàng Trung ương của cộng hòa Thổ Nhĩ Kỳ. Bất kỳ lỗi nào là của tôi.E-mail địa chỉ: [e-mail].1 các mô hình là một phiên bản sửa đổi của Gali và Monacelli (2005) và bao gồm tài chínhchính sách như trong Fragetta và Kirsanova (2010).0264-9993 / $ – xem trước vấn đề © 2012 Elsevier B.V Tất cả các quyền.Doi:10.1016/j.econmod.2012.04.014Nội dung danh sách có sẵn tại SciVerse ScienceDirectMô hình kinh tếtạp chí trang chủ: www.elsevier.com/ xác định vị trí/ecmodNgân hàng để thực hiện một chính sách tiền tệ độc lập. Điều này là bởi vìNếu ngân hàng Trung ương tăng tỷ lệ chính sách, điều này cũng sẽ tănggánh nặng nợ nần của ngân sách và do đó jeopardise nợ sustainability.2 trongmặc dù thực tế rằng những mối quan tâm về tính bền vững của nội địachứng khoán nợ duy trì trong đầu những năm 2000, họ đã dần dần giảm nhẹ trong thời gian nhờ vào việc thực hiện của kỷ luật tài chính mạnh mẽ.Do đó, tình trạng này đã gây ra sự gia tăng hiệu quả của cáccơ chế truyền động tiền tệ trong Turkey.3Đó cũng là một bằng chứng yếu của sản lượng khoảng cách ổn định. Chúng tôi tìm thấychính sách tài khóa đóng một vai trò quan trọng trong nợ ổn định, nhưng chúng tôikhông tìm thấy bất kỳ bằng chứng về hoạt động ổn định của sản lượng khoảng cách bằng phương tiện tài chính. Nói chung, chúng tôi thấy rằng tiền tệ và chính sách tài khóa pha trộn tại Thổ Nhĩ Kỳ trong năm 2001-2009 là tương tự như một trong nhiều người phát triểnQuốc gia, như báo cáo trong Gali và Perotti (2003).Bài báo này cấu trúc theo cách sau. Keynes mớinền kinh tế mở DSGE mô hình được nêu trong phần 2. Phần 3 thảo luận về các phương pháp dự toán, dữ liệu và sự lựa chọn của priors.Phần 4 trình bày kết quả thực nghiệm. Cuối cùng, phần 5 kết luận.2. các mô hình2.1. hành vi của khu vực tư nhânMột nền kinh tế mở nhỏ nơi sinh sống của một đại diện, vô hạn sốnghộ gia đình nhằm tối đa hóa giá trị giảm giá hiện nay dự kiếnTiện ích đời tùy thuộc vào intertemporal ngân sách hạn chế:E0 X∞t ¼0Β t C1t −σ1 −σ þ χG1 −Σt1 −Σ −N1 þφt ! 1 þ φ ð1 Þtrong trường hợp β∈ (0,1) là yếu tố gia dụng giảm giá, σ là nghịch đảo intertemporal tính đàn hồi của các thay thế trong tiêu thụ, φ là nguồn cung cấp lao động nghịch đảođộ đàn hồi đối với mức lương thực và χ là một trọng lượng tương đối trên tiêu thụ của hàng hoá công cộng. Các biến tổng hợp trong các chức năng tiện ích, Ct, Gtvà Nt là tiêu thụ riêng, chi tiêu chính phủ và lao động cung cấp (giờ làm việc), tương ứng.Hộ gia đình của intertemporal ngân sách hạn chế là tiêu chuẩn và có thểđược viết như sau:PtCt þ Etn oQt; t þ1Dt þ1 þ T≤Dt þ ð Þ1−ϒt WtNt ð2Þnơi Qt, t + 1 = (1/1 + rt) là yếu tố giảm giá ngẫu nhiên trước một thời gian, rt là lãi suất danh nghĩa, và T và ϒt đại diện cho liên tục lumpsum thuế và thuế suất thuế thu nhập, tương ứng. Mức lương danh nghĩa là WT, Dt làdanh mục đầu tư trên danh nghĩa, Pt là chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và Ct là chỉ số tiêu thụ tổng hợp bao gồm các chỉ số của sản phẩm trong nước sản xuất (CH, t) và chỉ số của hàng hoá nhập khẩu (CF, t). Những hàng hóađược sản xuất bởi công ty monopolistically cạnh tranh.Một đường cong IS đang tìm kiếm về phía trước nền kinh tế mở, được tìm thấy ở Galivà Monacelli (2005, 2008), được mô tả trong điều khoản của đầu ra thay vào đótiêu thụ bằng cách sử dụng bản sắc quốc gia thu nhập và chia sẻ rủi rođiều kiện. Một đường cong IS đăng nhập-linearised trong điều khoản của các độ lệch từ tăngnhà nước có thể được biểu thị dưới dạng follows4:^ yt ¼ Et y ^ tþ1 −Et ΔG ^ tþ1 þ α ϖð Þ−1 ð Þρc −1 c ^ t− 1ΣΑ^ rt−ETN oπ ^ H; tþ1ð3Þnơi σΑ≡ ð Þþ1−ασ αϖ và ϖ≡ σγ + (1 − α)(ση− 1). Tham số η > 0 là bắt tính đàn hồi của các thay thế giữa hàng hóa trong nước và nước ngoài, αCác biện pháp những chia sẻ của tiêu dùng trong nước được giao cho nhập khẩuhàng hoá (mức độ của sự cởi mở) và γ phản ánh tính đàn hồi của các thay thế giữa hàng hoá được sản xuất ở nước ngoài khác nhau. Nội sinhbiến được định nghĩa như sau: đầu ra y ^ t ¼ ln Y t = Y; ¼ yt−y, nơiy biểu thị trạng thái ổn định giá trị của yt, chính phủ chi tiêu gt = − ln (1 −Gt/Yt), tỷ lệ lãi suất danh nghĩa rt và lạm phát trong nước πH, t = ln (PH, t /PH, t− 1). Tôi sử dụng lạm phát trong nước thay vì chỉ số CPI lạm phát bằng cách thay thếtrong nhập khẩu các thành phần của chỉ số CPI lạm phát với sự giúp đỡ của chia sẻ tình trạng rủi ro. Giá trong nước, độ PH, t, được đại diện bởi GDP deflator và ct∗ = yt∗−gt∗ biểu thị ngoại sinh thế giới tiêu thụ (đầu ra), mà sauQuá trình AR(1). Trong nghiên cứu này, tất cả các biến nước ngoài được lập chỉ mục vớidấu sao, (∗). Tôi có được một nền kinh tế mở đường cong IS đang tìm kiếm về phía trước trongCác hình thức khoảng cách như sau 5:~ yt ¼ Et y ~ tþ1 −Et ΔG ~ tþ1 − 1ΣΑ~ rt−ETN oπ ~ H; tþ1 ð4Þnơi y ~ t ¼ y ^ t−y ^ nt, ~ rt ¼ ^ rt− ^ rnt. Chúng tôi có thể viết g ~ tþ1 ¼ g ^ tþ1 và π ~ H; tþ1 ¼^ ΠH; tþ1 từ g ^ ntþ1 ¼ π ^ nH; tþ1 ¼ 0: 6 cuối cùng, y ^ nt và ^ rnt biểu thị tự nhiênmức độ lượng và lãi suất danh nghĩa, tương ứng. Đây là nhữngđộ cân bằng của sản lượng và lãi suất tỷ giá trong sự vắng mặt của danh nghĩa rigidities, mà có thể được viết bằng way7 sau đây:^ ynt ¼ ð Þ1 þ φΣð Þα þ φ^ mộtt−Σ−Σð Þα σ þ φ αð Þ^ ct ð5Þ^ rnt ¼ σα Et y ^ ntþ1 −y ^ nt þ σαα ϖð Þ−1

Kết quả (Việt) 2:

Sự tương tác giữa các chính sách tiền tệ và scal fi ở Thổ Nhĩ Kỳ: Một ước tính mới
mô hình Keynes DSGE ☆
Cem Çebi
Ngân hàng Trung ương của nước Cộng hòa Thổ Nhĩ Kỳ, Trưởng Offi ce, Istiklal Caddes i, 10, Post Code: 06.100, Ulus, Ankara, Thổ Nhĩ Kỳ
một rticleinfoabstract
Điều histo ry:
Được chấp nhận 10 tháng 4 năm 2012
JEL classifi cation:
E52
E61
E63
Từ khóa:
tiền tệ và chính sách fi scal
ổn định kinh tế vĩ mô
dự Bayesian
tes Estima giấy này một New Keynes ian nền kinh tế mở mô hình DSGE cho Thổ Nhĩ Kỳ bằng cách sử dụng ước lượng Bayes
kỹ thuật cho giai đoạn 2002 : q1 - 2009: q3. Nó nghiên cứu fi scal và tương tác chính sách tiền tệ và họ
vai trò trong việc ổn định nền kinh tế bằng cách sử dụng một mô hình thu nhỏ theo logy methodo nêu trong Lubik
và Schorfheide (2007). Các tính năng chung của các mô hình có thể được tóm tắt như sau: Calvo phong cách danh nghĩa
cứng nhắc giá cả, tỷ giá hối đoái hoàn hảo pass-thông qua, thị trường tài sản quốc tế hoàn chỉnh, quy tắc của ngón tay cái giá
. setters và thuế bóp méo
Các ước lượng tham số cho thấy rằng cơ quan tiền tệ phản ứng với infl ation nhưng chỉ yếu phản ứng với sự
chênh lệch đầu ra. Các mức độ lãi suất làm mịn cao. Chính sách tài chính đã góp phần vào sự ổn định nợ nhưng không có bằng chứng về bình ổn fi scal hoạt động của khoảng cách sản lượng.
© 2012 Elsevier BV Tất cả các quyền.
1. Giới thiệu
Sau hai cuộc khủng hoảng tài chính tiếp theo Thổ Nhĩ Kỳ bắt đầu năm 2001 với
ngân sách Defi cit 11,9% GDP, và một đôi chữ số infl tỷ lệ 68,5% ation
mỗi năm đã đạt được vào cuối năm nay. Các cổ phần của cổ phiếu ròng của
nợ công trong GDP là 66,3%, và hầu hết các khoản nợ là ngắn hạn.
Đáng chú ý, vào cuối năm 2009 infl ation giảm tới 6,5% mỗi năm và
đến cuối năm 2008 các Defi cit để tỷ lệ GDP đã giảm xuống chỉ còn 1,8%. Có thể cho rằng, sự ổn định có thể bị gán cho là "St ren thứ g en trong anh gt
chương trình Kinh tế Thổ Nhĩ Kỳ "diễn ra vào năm 2001, sau khi Trung ương
Ngân hàng Thổ Nhĩ Kỳ giành được độc lập chính thức. Chương trình này được thực hiện theo tỷ giá thả nổi fl trao đổi và một thức (implicit) infl ation chế độ nhắm mục tiêu, hỗ trợ bởi cả scal tiền tệ và fi
chính sách. Vào tháng Giêng năm 2006, sau thành công ban đầu của chương trình bình ổn, Thổ Nhĩ Kỳ giới thiệu một mục tiêu rõ ràng infl ation.
Bài viết này đánh giá mức độ mà sự ổn định trong quan sát
Thổ Nhĩ Kỳ có thể là do sự kết hợp chính sách tiền tệ và fi scal trong giai đoạn postcrisis. Thổ Nhĩ Kỳ là một trong những ứng cử viên các nước Liên minh châu Âu,
và sự thành công của sự ổn định làm cho hội nhập hơn nữa của Thổ Nhĩ Kỳ
với các quốc gia châu Âu thực tế hơn. Khi hội nhập như vậy là không thể không hội tụ của các cơ chế, chính sách kinh tế chính, nó
là bắt buộc để điều tra tương đồng và khác biệt của truyền
cơ chế ở Thổ Nhĩ Kỳ với những người ở các nước EU. Hầu như có
không có nghiên cứu thực nghiệm về cơ chế truyền tải chính sách ở Thổ Nhĩ Kỳ
sử dụng (quy mô nhỏ) odels m nội bộ phù hợp. (Chỉ) là ngoại lệ Ortiz et al. (2009), nhưng các mô hình làm việc ở đó không bao gồm chính sách tài chính và có thể bỏ lỡ quy định trong một cách quan trọng.
Chúng tôi sử dụng một quy mô nhỏ nền kinh tế mở New mô hình Keynes chuẩn,
chấp nhận từ Lubik và Schorfheide (2007) nhưng sửa đổi để bao gồm tác offiscal policy.1 mô hình giả định Calvo-phong cách cứng nhắc mức giá danh nghĩa nhưng với quy tắc của ngón tay cái giá-setters, hoàn hảo passthrough tỷ giá, thị trường tài sản quốc tế đầy đủ. Quan trọng hơn, chính sách tài chính
phải đáp ứng một liên thời gian hạn chế khả năng thanh toán quan trọng. Lubik và
Schorfheide (2007) đã chứng minh rằng mặc dù đơn giản và misspecifications tiềm năng mô hình DSGE nhỏ, chẳng hạn như chúng ta sử dụng ở đây,
có thể nắm bắt các mối quan hệ thực nghiệm mạnh mẽ. Bởi vì mục đích chính của
bài viết này là để ước lượng các tham số của các tương tác chính sách, chúng tôi giữ nguyên
mô hình của nền kinh tế đơn giản, và các phương trình mô hình cơ bản
làm việc như xác định các hạn chế đối với các phản ứng chính sách. Một microfounded
mô hình cho phép chúng ta lấy được chính sách tiền tệ và tài chính dựa trên lý thuyết
quy tắc. Chúng tôi sử dụng cả hai công cụ chính sách tài chính, chi tiêu chính phủ
và thuế thu nhập lao động, và giả sử doanh dựa trên luật lệ tài chính tiền tệ,
chính sách bình ổn. Các cách tiếp cận thực nghiệm thông qua, dự toán Bayesian, là dựa trên hệ thống và cho phép chúng tôi để chiếm hưởng quan trọng
của chính phủ hạn chế khả năng thanh toán trong việc xác định các chính sách tài khóa.
phân tích của chúng tôi cho thấy rằng chính sách tiền tệ trong giai đoạn hậu khủng hoảng tại Thổ Nhĩ Kỳ đã phản ứng tích cực đến lạm phát. Có rất nhiều tài liệu về vấn đề này mà mức độ cao của chứng khoán nợ ngăn cản Trung
Modelling kinh tế 29 (2012) 1258-1267
☆ Tôi muốn cảm ơn Tatiana Kirsanova, Ümit Özlale, Mustafa Kilinç và các trọng tài vô danh cho ý kiến hữu ích và góp ý. Tôi muốn cảm ơn cũng tham dự hội thảo tại Ngân hàng Trung ương của nước Cộng hòa Thổ Nhĩ Kỳ cho ý kiến. Bài viết
thể hiện quan điểm và phân tích của tác giả và không nên nghĩ đến đại diện cho
những người của Ngân hàng Trung ương của nước Cộng hòa Thổ Nhĩ Kỳ. Bất kỳ sai sót là của tôi.
E-mail address:. [e-mail]
​​1 Mô hình này là một phiên bản sửa đổi của Gali và Monacelli (2005) và bao gồm tài chính
. chính sách như trong Fragetta và Kirsanova (2010)
0264-9993 / $ - xem vấn đề trước © 2012 Elsevier BV Tất cả quyền được bảo lưu.
doi: 10,1016 / j.econmod.2012.04.014
Nội dung danh sách có sẵn tại SciVerse ScienceDirect
Modelling kinh tế
trang chủ tạp chí: www.elsevier.com/locate/ecmod
ngân hàng để thực hiện một cách độc lập chính sách tiền tệ. Điều này là bởi vì
nếu các ngân hàng trung ương tăng lãi suất chính sách, điều này cũng sẽ làm tăng
gánh nặng nợ của ngân sách và do đó gây nguy hiểm cho sustainability.2 nợ Trong
bất chấp thực tế rằng những lo ngại về tính bền vững của nước
chứng khoán nợ được duy trì trong những năm 2000, họ có dần dần giảm bớt theo thời gian nhờ thực hiện kỷ luật tài chính mạnh mẽ.
Do đó, tình trạng này đã gây ra sự gia tăng hiệu quả của các
cơ chế truyền dẫn tiền tệ trong Turkey.3
Ngoài ra còn có một chứng cứ yếu ổn định khoảng cách sản lượng. Chúng tôi thấy
rằng chính sách tài chính đóng một vai trò quan trọng trong việc ổn định nợ, nhưng chúng tôi
đã không tìm thấy bất kỳ bằng chứng về sự ổn định hoạt động của khoảng cách sản lượng bằng các phương tiện tài chính. Nhìn chung, chúng ta thấy rằng tiền tệ và tài khóa kết hợp chính sách ở Thổ Nhĩ Kỳ trong 2001-2009 là tương tự như một trong nhiều phát triển
quốc gia, theo báo cáo tại Gali và Perotti (2003).
Bài viết này được cấu trúc theo cách sau. The New Keynesian
nền kinh tế mở mô hình DSGE được nêu trong phần 2. Phần 3 thảo luận về các phương pháp lập dự toán, dữ liệu và sự lựa chọn của priors.
Phần 4 trình bày các kết quả thực nghiệm. Cuối cùng, Phần 5 kết luận.
2. Các mô hình
2.1. Các hành vi của khu vực tư nhân
Một nền kinh tế mở nhỏ là nơi sinh sống của một đại diện, vô cùng sống
trong gia đình, đang tìm kiếm để tối đa hóa giá trị kỳ vọng hiện tại chiết khấu
của chủ tiện ích cuộc đời để ràng buộc ngân sách liên thời gian:
E
0 X
∞
t ¼0
β t C1t -σ
1 -σ þ χ
G1 -σ
t
1 -σ -
N1 þφ
t
1 þ φ d1 Þ!
nơi β∈ (0,1) là yếu tố giảm giá hộ gia đình, σ là độ co giãn liên thời gian nghịch đảo của sự thay thế trong tiêu thụ, φ là nguồn cung cấp lao động nghịch đảo
tính đàn hồi đối với lương thực và χ với một trọng lượng tương đối về tiêu thụ hàng hóa công cộng. Các biến tổng hợp trong các chức năng tiện ích, Ct, Gt
và Nt là tiêu dùng cá nhân, chi tiêu chính phủ và lao động cung cấp (giờ làm việc), tương ứng.
hạn ngân sách liên thời gian của hộ gia đình là tiêu chuẩn và có thể
được viết như sau:
P
TCT þ ETN oQt; t þ1Dt TH1 þ þ T≤Dt ð TH1-Υt WtNt ð2Þ
nơi Qt, t + 1 = (1/1 + rt) là một trong những giai đoạn sắp tới yếu tố giảm giá ngẫu nhiên, rt là lãi suất danh nghĩa, và T và Υt đại diện cho các loại thuế, một lần, liên tục và thuế thu nhập tỷ lệ tương ứng. Wt là tiền lương danh nghĩa, Dt là
danh mục đầu tư danh nghĩa, Pt là chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và Ct là chỉ số tiêu dùng hỗn hợp trong đó bao gồm chỉ số của hàng hóa sản xuất trong nước (CH, t) và chỉ số của hàng hóa nhập khẩu (CF, t). Các mặt hàng này
được sản xuất bởi các công ty cạnh tranh monopolistically.
Một nền kinh tế mở hướng về phía trước LÀ cong, được tìm thấy trong Gali
và Monacelli (2005, 2008), được mô tả trong điều khoản của sản lượng thay vì
tiêu thụ bằng cách sử dụng danh tính thu nhập quốc gia và chia sẻ rủi ro
điều kiện. Một log-linearised LÀ cong về độ lệch từ ổn định
nhà nước có thể được thể hiện như follows4:
^ yt ¼ Et? ? Y ^ tþ1 -Et? ? Δg ^ tþ1 þ α πð Þ-1 ð Þρc? -1 C ^? T- 1
σ
a
^ r
? ? T-ETN oπ ^ H; tþ1
ð3Þ
nơi σ
α≡ ð απ Þþ1-ασ và π≡ σγ + (1 - α) (ση- 1). Thông số η> 0 biểu thị Co giãn thay thế giữa hàng hóa trong nước và nước ngoài, α
biện pháp tỷ lệ tiêu dùng trong nước được phân bổ để nhập khẩu
hàng hóa (mức độ cởi mở) và γ phản ánh Co giãn thay thế giữa hàng hóa sản xuất tại nước ngoài khác nhau. Nội sinh
các biến được định nghĩa như sau: đầu ra y ^ t ¼ ln Y? ? T = Y? ; ¼ yt-y ?, nơi
y biểu thị giá trị trạng thái ổn định của yt, gt chi tiêu chính phủ = - ln (1 -
Gt / Yt), danh nghĩa rt lãi suất và lạm phát trong nước πH, t = ln (PH, t /
PH, t - 1). Tôi sử dụng lạm phát trong nước thay vì lạm phát CPI bằng cách thay
ra thành phần nhập khẩu lạm phát CPI với sự giúp đỡ của các điều kiện chia sẻ rủi ro. Giá trong nước, PH, t, được đại diện bởi số giảm phát GDP và ct * = * yt -
gt * biểu thị mức tiêu thụ trên thế giới ngoại sinh (đầu ra), mà sau
AR (1) quá trình. Trong nghiên cứu này, tất cả các biến ngoại được lập chỉ mục với
một dấu sao (*). Tôi có được một nền kinh tế mở hướng về phía trước LÀ đường cong trong
hình thức khoảng cách như sau 5:
~ yt ¼ Et? ? Y ~ tþ1 -Et? ? Δg ~ tþ1 - 1
σ
a
~ r
? ? T-ETN oπ ~ H; tþ1 ð4Þ
nơi y ~ t ¼ y ^ t-y ^ nt, ~ rt ¼ ^ ^ RT-rnt. Chúng tôi có thể viết g ~ tþ1 ¼ g ^ tþ1 và π ~ H; tþ1 ¼
^ π
H
; tþ1 từ g ^ ntþ1 ¼ π ^ nH; tþ1 ¼ 0: 6 Cuối cùng, y ^ ^ nt và rnt biểu thị tự nhiên
mức sản lượng và lãi suất danh nghĩa, tương ứng. Đây là
mức cân bằng sản lượng và lãi suất trong trường hợp không có cứng nhắc danh nghĩa, mà có thể được viết trong way7 sau:
^ ynt ¼ ð TH1 þ φ
σ
ð Þα þ φ
^ a
t-
σ-σ
σ ð Þα þ φ α
ð Þ
^ c?
t ð5Þ
^ rn
t ¼ σα? ? Et? ? Y ^ ntþ1 -y ^ nt þ σαα πð Þ-1