De interactie tussen monetair en budgettair beleid in de eurozone

Universiteit Gent
Faculteit economie en bedrijfskunde
ACADEMIEJAAR 2008-2009
De interactie tussen monetair en budgettair
beleid in de eurozone
Masterproef voorgedragen tot bekomen van de graad van
Master in de Toegepaste Economische Wetenschappen: Handelsingenieur
Dries Storme
Onder leiding van:
Promotor: Gert Peersman, Begeleider: Arnoud Stevens
i
PERMISSION
Ondergetekende verklaart dat de inhoud van deze masterproef mag geraadpleegd en/of
gereproduceerd worden, mits bronvermelding.
Dries Storme
ii
Voorwoord
Ik dank mijn promotor Prof. Dr. Gert Peersman om mij de mogelijkheid te bieden dit interessante
onderwerp aan te snijden. Verder een speciaal dankwoord aan mijn begeleider Arnoud Stevens die
steeds paraat stond om mee te redeneren en bruikbare aanwijzingen te geven.
Ook wil ik mijn ouders, broers en vrienden bedanken voor de interesse die ze toonden in mijn thesis.
Met het nodige verbeterwerk kon ik ook bij hen terecht.
i
Abstract
In this paper we estimate a budgetary reaction function in the search for counter-cyclical responses
of EMU-countries. The results are rather surprising as we find that budgetary policy does not react to
the output gaps that countries are faced with. In addition we try to find out if the budgetary
authorities of each country take the responsibility to translate monetary policy goals to the national
level. Since the ECB is not able to account for asymmetric shocks within the union, the budgetary
policymakers should take this into account when deciding how to organize the budgetary balance.
The results suggest that there is no adequate response in this matter neither.
ii
Gebruikte afkortingen
FED
Federal Reserve System
EMS
Europees Monetair Stelsel
CB
Centrale Bank
ECB
Europese Centrale Bank
GSP
Groei- en Stabiliteitspact
EMU
Europese Monetaire Unie
GDP
Gross Domestic Product
EUR
Euribor
OG
Output gap
π
Inflatie
rr
Reële rente
EABCN European Area Business Cycle Network
HICP
Harmonised indices of consumer prices
OLS
Ordinary least squares
EGLS
Estimated generalised least squares
Coeff
Coëfficiënt
Prob
Probabiliteit
RG
Rentegap
CAPB
Cyclically adjusted primary balance
PB
Primaire balans
SG
Schuldgraad
IV
Instrumental variables
2SLS
Two-stage least squares
OECD Organisation for Economic Co-operation and Development
iii
Lijst van tabellen en figuren
TABEL 1: SCHATTEN VAN DE MONETAIRE REACTIEFUNCTIE .................................................................................................... 8
FIGUUR 1: RENTEGAPS VAN DE OORSPRONKELIJKE 12 EMU-LANDEN................................................................................... 10
TABEL 2: SCHATTEN VAN DE BUDGETTAIRE REACTIEFUNCTIE. .............................................................................................. 15
TABEL 3: REACTIE OP DE RENTEGAP. .............................................................................................................................. 17
TABEL 4: REACTIE OP IDIOSYNCRATISCHE SCHOKKEN. ........................................................................................................ 18
TABEL 5: REACTIE OP HET GSP. .................................................................................................................................... 20
TABEL 6: SCHATTEN MET DE CONSISTENTE SCHATTER. ....................................................................................................... 22
iv
Inhoudstafel
VOORWOORD ................................................................................................................................................... I
ABSTRACT ........................................................................................................................................................ II
GEBRUIKTE AFKORTINGEN .............................................................................................................................. III
LIJST VAN TABELLEN EN FIGUREN .................................................................................................................... IV
INHOUDSTAFEL ................................................................................................................................................ V
1
2
INLEIDING ................................................................................................................................................ 1
1.1
CONFLICT TUSSEN MONETAIRE EN BUDGETTAIRE OVERHEID ................................................................................. 1
1.2
EMPIRISCHE LITERATUUR .............................................................................................................................. 3
1.3
DOEL VAN HET WERK ................................................................................................................................... 4
SCHATTEN VAN DE MONETAIRE REACTIEFUNCTIE ................................................................................... 6
2.1
SPECIFICATIE .............................................................................................................................................. 6
2.2
SAMPLE .................................................................................................................................................... 7
2.3
METHODOLOGIE......................................................................................................................................... 7
2.4
RESULTATEN EN BESPREKING ......................................................................................................................... 8
3
BEPALEN VAN DE RENTEGAP ................................................................................................................. 10
4
SCHATTEN VAN DE BUDGETTAIRE REACTIEFUNCTIE .............................................................................. 12
5
4.1
SPECIFICATIE ............................................................................................................................................ 12
4.2
METHODOLOGIE....................................................................................................................................... 13
4.3
RESULTATEN ............................................................................................................................................ 14
4.4
BESPREKING ............................................................................................................................................ 15
DE INTERACTIE TUSSEN MONETAIR EN BUDGETTAIR BELEID IN DE EUROZONE ..................................... 17
5.1
DE REACTIE OP DE RENTEGAP ...................................................................................................................... 17
5.2
INVLOED VAN HET GSP .............................................................................................................................. 19
6
SCHATTEN MET DE CONSISTENTE SCHATTER ......................................................................................... 21
7
CONCLUSIE ............................................................................................................................................. 23
LITERATUURLIJST ............................................................................................................................................ VI
v
1 INLEIDING
De interactie tussen monetair en budgettair beleid liep in het verleden niet altijd van een leien dakje.
Denk maar aan de eerste regeerperiode van Reagan waarin een expansief fiscaal beleid werd
gevoerd terwijl de FED (Federal Reserve System) erg restrictief optrad. Gelijkaardig is het voorbeeld
van Duitsland na de hereniging van West en Oost, een politiek waarbij alle overheden die lid waren
van het Europees monetair stelsel (EMS) een erg restrictief monetair beleid moesten voeren om het
systeem te handhaven. Er zijn ook uitermate veel voorbeelden te vinden van monetaire overheden
die vanuit politieke druk de schulden van het land financieren door de geldhoeveelheid uit te
breiden.
Het monetaire beleid zoals het er vandaag uitziet valt in feite terug te brengen op de paper en de
inzichten van Barro & Gordon (1983). Zij pleitten voor een aan regels gebonden centrale bank (CB)
zodat elke incentive tot het creëren van surprise inflation de kop wordt ingedrukt. Dit is een second
best situatie. Een systeem van ‘discretion’1 gecombineerd met een onafhankelijke en geloofwaardige
centrale bank die conservatief optreedt, leidt in hun model echter tot een betere oplossing. Deze
mogelijkheid werd door Rogoff (1985) en verschillende andere auteurs naar voor geschoven met het
zicht op de realisatie van een sterke onafhankelijke Europese centrale bank (ECB). De primordiale
doelstelling van de ECB is het laag houden van de inflatie terwijl het belang van de output in hun
welvaartsfunctie naar de achtergrond verdwijnt. Op die manier heeft de ECB geen reden meer om
‘surprise inflation’ te creëren. Het idee van een onafhankelijke, conservatieve en geloofwaardige CB
werd binnen de literatuur al gauw als beste oplossing beschouwd. Op de vraag of het budgettaire
beleid aan banden moet gelegd worden, is echter niet zo’n duidelijk antwoord te vinden. Daarom
wordt in de volgende paragraaf een overzicht gegeven van theoretische werken die verschillende
redenen aanhalen voor het al dan niet beperken van hun vrijheid. De link met het Verdrag van
Maastricht, dat later vertaald werd naar het groei- en stabiliteitspact (GSP), wordt hier ook
aangehaald. In de daaropvolgende paragraaf worden enkele papers besproken die nagaan hoe de
interactie tussen de twee overheden in het verleden effectief is verlopen.
1.1 Conflict tussen monetaire en budgettaire overheid
Er zijn verschillende aanleidingen tot conflict tussen een monetaire en budgettaire overheid. De
voornaamste is een verschil in preferenties. Andere finale doelen of verschillende gewichten in de
welvaartsfunctie leiden tot een suboptimaal Nash-equilibrium volgens Dixit en Lambertini (2003).
1
Met ‘discretion’ wordt beslissingsvrijheid bedoeld.
1
Een CB volgens de idee van Rogoff (1985) kan volgens hen niet geloofwaardig zijn in combinatie met
een fiscale autoriteit die de sociale welvaart maximaliseert. Zij raden dan ook aan een zekere vorm
van coördinatie in het leven te roepen zoals het Groei- en stabiliteitspact (GSP).
Het kortetermijndenken van politici werd door Beetsma en Uhlig (1999) naar voor geschoven als
aanleiding tot conflict en als voldoende reden om regels in te lassen. Politieke partijen hebben
namelijk de incentive om in hun regeerperiode extra in het rood te gaan om de economie aan te
zwengelen. Wat hen daartoe aanzet is de onzekerheid of hun ambtstermijn wel zal verlengd worden.
Demertzis, Hallet and Viegi (1999) wijzen er bovendien op dat bij een conservatieve CB het publiek
via verkiezingen zal opteren voor een overheid die een expansief fiscaal beleid voert.
In feite lijkt elke paper te wijzen op het bestaan van een zogenaamde ‘deficit bias’ of aanhoudende
tekorten waarmee vele overheden in de jaren voor de Europese Monetaire Unie (EMU) te kampen
hadden. In McKinnon (1997) wordt de EMU dan ook aanzien als een nieuwe externe opportuniteit
om eindelijk eens komaf te maken met deze eindeloze tekorten. Iedere nationale economie belandt
in een suboptimaal politiek evenwicht door het bestaan van gevestigde belangen terwijl de belangen
van toekomstige generaties niet verdedigd worden. Een internationaal pact is voor hem dan ook de
enige oplossing. In Buti en Franco (2006) en Hallett (2006) wordt het bestaan van deze ‘deficit bias’
aangeduid als één van de voornaamste redenen voor het bestaan van de fiscale regels in het Verdrag
van Maastricht en het GSP. Inflatoire druk vanuit fiscaal beleid wordt dan vermeden zodanig dat de
CB niet telkens de interestvoet hoeft te verhogen.
Zoals in een annex van het Delors-rapport2 te lezen is, ligt ook het gedachtegoed van Sargent en
Wallace (1985) aan de basis van het GSP. Hun theorie rond de ‘unpleasant monetarist arithmetic’
toont aan dat een voldoende hoog primair overschot nodig is bij een restrictief monetair beleid. Een
‘deficit bias’ betekent volgens hun theorie een concrete dreiging voor het voortbestaan van een
sterke, geloofwaardige centrale bank. Als de budgettaire overheid haar beleid niet aanpast, zal de
monetaire overheid uiteindelijk niet anders kunnen dan haar beleid te wijzigen en de
overheidsuitgaven monetair te financieren. De dreiging van dit effect vergroot ook omdat een
expansief budgettair beleid effectiever is in een monetaire unie. Het beleid heeft namelijk geen
invloed meer op de nationale koers of interestvoet maar op die van de unie. Gezien de fiscale
overheid geen rekening houdt met deze externaliteit zal het beleid te expansief zijn (Wyplosz
(2006)).
De regels in het Verdrag van Maastricht werden dus vooral in het leven geroepen om de
levensvatbaarheid van een sterke onafhankelijke centrale bank te garanderen. Dit is een cruciaal
inzicht omdat deze regels de eventuele negatieve effecten van de interactie tussen het monetair en
2
Het Delors rapport lag aan de basis van het Verdrag van Maastricht en dus ook het GSP (Lamfalussy (1989)).
2
het budgettair beleid aan banden leggen. De hele discussie past natuurlijk in de overgang van een tijd
waarin het Keynesiaanse gedachtegoed primeert (budgettaire dominantie) naar een tijd van
monetaire dominantie met de monetaristen als voortrekkers.
Verschillende auteurs waren echter voorzichtiger met de stelling dat het budgettair beleid beperkt
moet worden door regels. In een monetaire unie kunnen idiosyncratische (of ook wel
asymmetrische) schokken enkel nog opgevangen worden door het budgettair beleid3. Zo tonen
Cooper en Kempf (2000) via hun theoretisch model aan dat regels welvaartverlies impliceren
wanneer deze schokken meer voorkomen dan schokken die voor de hele unie gelijk zijn. Gezien het
budget van de Europese Commissie om en bij een percent van de volledige economische output van
de unie bedraagt is er ook geen kans tot fiscale transfers tussen de lidstaten4. De uitdaging voor de
budgettaire overheden is dus niet te onderschatten (Lenain en de Serres (2002)). Zoals reeds
vermeld, was het Verdrag van Maastricht er vooral op gericht de fiscale discipline te garanderen om
de geloofwaardigheid van de monetaire autoriteit te vrijwaren. Op die manier wordt minder
aandacht besteed aan de benodigde fiscale flexibiliteit in de eurozone. Deze tegenstrijdigheid is dan
ook niet vreemd aan de vele kritieken die zijn geuit op het pact. Denk maar aan de kritiek van de
toenmalige president van de Europese Commissie Hermano Prodi die het pact in 2002 als ‘stupid’
omschreef5. Hoe ver men mag gaan in het opleggen van regels aan het budgettair beleid is tot op
heden nog steeds een heikel punt.
1.2 Empirische literatuur
Los van de theoretische ontwikkelingen die werden besproken in de vorige paragraaf bestaat er ook
een empirische literatuur over de interactie tussen monetair en budgettair beleid. Daarin wordt
nagegaan hoe de verschillende overheden zich nu werkelijk gedragen en hoe ze op elkaar reageren.
Wyplosz (1999) en Mélitz (1997) zijn twee auteurs die in die materie op het einde van de jaren ’90
gelijkaardige resultaten bekwamen. Ze concludeerden dat het monetair en budgettair beleid
strategische substituten zijn voor elkaar. Hiermee wordt bedoeld dat als de ene overheid een ietwat
restrictiever beleid gaat voeren de ander expansiever te werk gaat dan voorheen en omgekeerd. Het
tegengestelde is dan complementariteit waarbij ze beiden in dezelfde richting evolueren. Het
3
Met idiosyncratische schokken worden schokken in de economische cyclus van het land bedoeld die niet voor
de ganse unie gelden. Het is aan de budgettaire overheid om deze schokken te balanceren en een economie in
recessie via extra overheidsuitgaven of minder taksen te stimuleren en een economie die oververhit af te
remmen.
4
Dit in tegenstelling tot de VS waar volgens Sala-i-Martin en Sachs (1992), bij een daling van het inkomen in
een bepaalde staat met $1, de centrale overheid voor een gemiddelde daling van 34 cent in belastingen zorgt,
gecombineerd met een stijging van 6 cent in de inkomsten. Hoewel ook lagere cijfers naar voor geschoven
worden door andere auteurs zal van een zelfde aanpassingsmechanisme lang geen sprake zijn in de eurozone.
5
Interview in ‘Le Monde’, 17 oktober 2002
3
‘Sargent en Wallace’ scenario waarbij een voortdurend expansief fiscaal beleid wordt gevoerd met
monetaire relaxatie als resultaat wordt op deze manier niet bevestigd door de data. In een rapport
van de Europese Commissie (2000) wordt ook aangegeven dat monetair en budgettair beleid
strategische substituten waren voor elkaar in de jaren ’90. Het monetaire beleid werd minder
restrictief om zo de versterkte fiscale regels van het Verdrag van Maastricht te ondersteunen.
Wyplosz (1999) wijst echter wel op de gevaren van strategische substitutie binnen een bepaald land.
Bij een expansiever budgettair beleid in combinatie met een restrictief monetair beleid, wordt de
wisselkoers overgewaardeerd en is er een hoge schuldgroei door de hoge interestvoeten. Het
omgekeerde resulteert in een ondergewaardeerde munt en stijgende inflatie. In het geval van een
monetaire unie gelden echter niet dezelfde spelregels. Terwijl het binnen één land voordelig is het
budgettaire instrument complementair in te zetten, hangt dit binnen een monetaire unie af van de
economische situatie van dat land ten opzichte van het gemiddelde binnen de unie. Zo zal het ook
gerechtvaardigd zijn om als budgettaire overheid expansiever te reageren in het geval de monetaire
overheid te restrictief optreedt omdat het binnenlands economisch klimaat een stuk minder
aangenaam is dan gemiddeld in de unie. Zoals in de volgende paragraaf wordt aangegeven, gaan we
in deze verhandeling na in hoeverre dit effectief gebeurt binnen de eurozone.
Onder meer met het oog op het belang ervan binnen de eurozone werd al veelvuldig nagegaan in
welke mate het budgettair beleid reageert op schokken in de economische cyclus. Elke auteur doet
dit aan de hand van het schatten van een fiscale beleidsregel. Zoals door Golinelli en Momigliano 6
(2009) opgemerkt verschillen de specificaties, de methodologie en het datagebruik nogal tussen de
onderlinge werken en heeft dit als gevolg dat niet altijd dezelfde conclusies getrokken worden. Over
het algemeen kan echter gesteld worden dat de periode vóór het invoeren van het Verdrag van
Maastricht en zijn fiscale regels gekenmerkt werd door procyclisch optreden van de fiscale
overheden terwijl de reactie eerder acyclisch - of niet beïnvloed door de conjunctuurcyclus - blijkt te
zijn in de periode erna. Op deze manier werd ook door Gali en Perotti (2003) besloten dat de
voornaamste kritiek op de fiscale regels - te weinig budgettaire flexibiliteit om idiosyncratische
schokken te compenseren - toch deels onterecht is.
1.3 Doel van het werk
In deze verhandeling gaan we na of de budgettaire overheden, in het huidig klimaat van monetaire
dominantie, de rol op zich nemen om de monetaire beleidsdoelstellingen op nationaal vlak te
vervullen. We bestuderen in hoeverre het budgettair beleid reageert op het monetaire en of dit
6
Zij geven een overzicht van maar liefst 29 werken die dezelfde onderzoeksvraag bestuderen.
4
consistent is met de nationale economische omstandigheden. In het eerstvolgende hoofdstuk wordt
nagegaan hoe de reactiefunctie van het Europees monetair beleid er uitziet. In hoofdstuk 3 wordt
dan aan de hand van de geschatte coëfficiënten een zogenaamde ‘rentegap’ bepaald die aangeeft
hoeveel de gewenste rente van een bepaald land (afhankelijk van de eigen inflatie en output gap7)
afwijkt van de werkelijke kortetermijnrente gezet door de ECB. De gewenste rente drukt dan als het
ware een autonoom monetair beleid uit op nationaal vlak, waarbij de bevoegde nationale instantie
dezelfde preferenties heeft als de ECB. In hoofdstuk 4 wordt de gangbare fiscale beleidsregel
uitgebreid besproken. In hoofdstuk 5 voegen we aan die fiscale beleidsregel de rentegap toe en gaan
we na of het fiscale beleid er op reageert. We onderzoeken ook in welke mate deze reactie afhangt
van de 3%-norm van het GSP. In hoodstuk 6 maken we nog een kritische opmerking over de
toegepaste methodologie. Hoofdstuk 7 concludeert.
7
De output gap betekent zoveel als de procentuele afwijking van het Gross Domestic Product (GDP) van zijn
trend. De conjunctuur van de nationale economie wordt door deze variabele aangegeven.
5
2 SCHATTEN VAN DE MONETAIRE REACTIEFUNCTIE
2.1 Specificatie
In dit hoofdstuk wordt een eerste deel van het onderzoek toegelicht waarbij we de coëfficiënten van
de Taylor rule (Taylor, 1993) van de Europese monetaire beleidsmakers schatten. Een methode die
ook wordt toegepast in Clarida, Gali en Gertler (2000) en Sauer en Sturm (2007). De coëfficiënten van
de Taylor rule kunnen geschat worden omdat we beschikken over de data van de euribor8, de inflatie
en de output gap. De specificatie ziet er als volgt uit:
(1)
EURt = (1-ρ)*(rr° + π° + β2*(πt-π°) + β3*OGt) + ρ*EURt-1 + μ(t)
Dit is een ‘contemporaneous Taylor rule’ waarvan de specificatie ook terug te vinden is in het werk
van Clarida et al (2000). In de vergelijking staat rr° voor de lange termijn evenwichtsrente (reëel), π
voor inflatie, π° voor het optimale inflatiepercentage, ‘OG’ geeft de output gap aan en ‘EUR’ de
euribor, telkens voor de gehele eurozone. De storingstermen (μ(t)) geven de verschillen aan tussen
de observaties en de geschatte waarden op basis van de onafhankelijke (of exogene) variabelen.
Gezien de prioritaire doelstelling van de ECB het garanderen van de prijsstabiliteit is, hoeft het niet te
verbazen dat de inflatie in de reactiefunctie wordt opgenomen. Een secundaire doelstelling van de
ECB is het handhaven van een voldoende hoge groei en voldoende lage werkloosheid binnen de
eurozone. Dit wordt aangegeven door de output gap. Verder is deze output gap een prima indicator
van toekomstige inflatie en wordt er ook om die reden op deze variabele gereageerd. Via
verschillende instrumenten9 beïnvloedt de ECB de euribor die op zijn beurt een belangrijke impact
heeft op de economische omstandigheden10. In tegenstelling tot de oorspronkelijke Taylor rule wordt
een vertraagde afhankelijke variabele (EURt-1) opgenomen. Dit omdat de ECB gebruik maakt van
‘interest rate smoothing’, waarbij de monetaire beleidsmaker zijn instrument slechts geleidelijk
aanpast aan de huidige economische omstandigheden. In het geval de inflatie (πt) gelijk is aan de
optimale inflatie (π°) en de output gap (OGt) gelijk is aan 0, dan valt uit bovenstaande specificatie af
te leiden dat de euribor gemiddeld genomen gelijk zal zijn aan de som van de reële evenwichtsrente
(rr°) vermeerderd met de optimale inflatie (π°) indien abstractie wordt gemaakt van de interest rate
smoothing.
8
De euribor is de kortetermijnrente (3 maanden) die van tel is op de interbankenmarkt.
Instrumenten zoals de ‘main refinancing operations’, de ‘marginal lending facility’ en de ‘minimum reserve
requirement’.
10
Het basisprincipe hier is dat een hogere korte termijn interestvoet de economie en de inflatie zal afremmen
terwijl een lagere interestvoet stimulerend zal werken.
9
6
2.2 Sample
Het ligt niet voor de hand om specificatie (1) enkel te schatten vanaf het ontstaan van de ECB. Een
eerste reden is dat de sample in dat geval slechts 36 observaties telt (1999/Q1 tem 2007/Q4) en dus
te klein is om een correcte schatting uit te voeren. Dit wordt ook benadrukt in de paper van Clarida
et al. (2000) waar men stelt dat een kleine sample met weinig variabiliteit in inflatie kan leiden tot
een onterecht lage schatting voor de inflatiecoëfficiënt. Verder merkt Gerlach (2007) op dat deze
periode niet representatief is voor het beleid van de ECB omdat de inflatiewijzigingen tijdelijk zijn en
de ECB hier niet op reageert. Dit wordt ook bevestigd door Sauer en Sturm (2007) die argumenteren
dat het ‘Taylor principe’11 in deze periode niet opgaat.
Met het oog op een relevante schatting wordt de sample uitgebreid. Dit is mogelijk omdat sinds het
ontstaan van het Europees Monetair Stelsel (EMS) in 1979 in feite al gesproken kan worden van één
monetair beleid in de eurozone. De valuta van de verschillende landen werden immers binnen vaste
bandbreedten gehouden met behulp van steuninterventies en het aanpassen van de interestvoet. De
monetaire instrumenten werden met andere woorden volledig ingezet om de pariteit te vrijwaren.
Gezien het EMS in de beginperiode wel nog teveel gekenmerkt werd door pariteitswijzigingen - zoals
de 3 devaluaties van de Franse munt in even veel jaar - begint de schatting pas in 1985.
Data van de eurozone die teruggaan tot 1985 zijn beschikbaar door inspanningen van het European
Area Business Cycle Network (EABCN). Zij stelden een gestructureerd macro-economisch model op
(het ‘Area wide model’) waardoor het mogelijk is de evolutie van verschillende belangrijke variabelen
te reconstrueren. Eén van de doelen van dit project was om uitgebreide beleidsanalyse binnen de
eurozone mogelijk te maken (Fagan, Henry and Mestre (2001)). Gegevens over de output,
harmonised indices of consumer prices (HICP) en de kortetermijnrente werden via deze organisatie
verkregen. Het omzetten van de output naar de output gap gebeurt via de Hodrick-Prescott filter12.
2.3 Methodologie
De meest voor de hand liggende methode om een specificatie te schatten is de ‘kleinstekwadratenschatter’ (ook wel OLS of ‘ordinary least squares’ genoemd). Zoals de naam aangeeft,
wordt bij deze regressiemethode de som van de gekwadrateerde verschillen tussen de observaties
en de schattingen geminimaliseerd. Om deze methode te kunnen toepassen dient in principe echter
voldaan te zijn aan de Gauss-Markov veronderstellingen. Dit is niet altijd even realistisch en ook bij
het schatten van de vooropgestelde specificatie (1) is dit niet het geval. Er moet rekening gehouden
11
Aan het Taylor principe is voldaan indien de coëfficiënt van de inflatie groter is dan 1. Dit is belangrijk omdat
de reële rente anders daalt bij stijgende inflatie wat de inflatie verder aanwakkert.
12
met λ=1600, wat gebruikelijk is voor kwartaaldata. De output gap wordt bekomen door de cyclische
component te delen door de trend en te vermenigvuldigen met 100.
7
worden met autocorrelatie13 en heteroscedasticiteit14 in de storingstermen. Om het probleem van
autocorrelatie te corrigeren wordt de Estimated generalised least squares (EGLS) schatter toegepast
waarbij van elke term uit elk lid een deel (aangegeven met ‘ρ’) wordt afgetrokken. Om de correcte ρ
te schatten wordt de Cochran-Orcutt methode toegepast. Omdat de sample groot genoeg is kunnen
ook de ‘White heteroscidasticity consistent standard errors and variances’ berekend worden om aan
het probleem van de heteroscedasticiteit tegemoet te komen.
2.4 Resultaten en bespreking
De resultaten van de schatting zien er als volgt uit:
1985/Q1-2007/Q4
Coëff
Prob
β1
-0,04
0,9844
β2 (πt)
2,14
0,0121
β3 (OGt)
1,49
0,1466
ρ (EURt-1)
0,91
0
Tabel 1: Schatten van de monetaire reactiefunctie
Terwijl in de meeste gelijkaardige werken15 grotere constanten (β1) geschat worden, is de kleine
constante in tabel 1 zeker niet abnormaal als dit in combinatie is met een grote coëfficiënt voor de
inflatie (β2). Zoals uit specificatie (1) valt af te leiden is de constante β1 gelijk aan rr°+ (β2-1)*π°. Met
een inflatiecoëfficiënt van 2,14 zou bijvoorbeeld een reële evenwichtsrente mogelijk zijn van 2%
samen met een gewenste inflatie van om en bij 1,75%. Twee waarden die zeker realistisch zijn voor
deze parameters.
De significante16 coëfficiënt van de vertraagde afhankelijke variabele (EURt-1) geeft aan dat er in grote
mate gebruik wordt gemaakt van ‘interest rate smoothing’. De inflatie wordt in deze schatting ook
significant verklaard als determinant van het monetair beleid. De waarde van de coëfficiënt geeft aan
dat als de inflatie met 1 procentpunt stijgt, de euribor door toedoen van de monetaire overheid met
2,14 procentpunten zal stijgen als abstractie wordt gemaakt van de interest rate smoothing. Aan het
Taylor principe wordt in dit geval dan ook zeker voldaan. Ten slotte wordt de output gap coëfficiënt
13
Bij autocorrelatie in de storingstermen verwacht men dat, bij een positieve storingsterm in deze periode, de
storingsterm voor de volgende periode ook positief zal zijn.
14
Heteroscedasticiteit in de storingstermen komt voor als de variantie in de storingstermen niet constant is.
15
Voor een overzicht wordt verwezen naar het werk van Sauer en Sturm (2007, pg. 381)
16
De significantie wordt in tabel 1 aangegeven door de probabiliteit (Prob) die de kans weergeeft dat de
nulhypothese (coëfficiënt = 0) foutief verworpen wordt. In toegepast econometrisch werk wordt de
nulhypothese slechts verworpen als de probabiliteit zich tussen 1 en 5, tot maximaal 10% bevindt. Dit is echter
arbitrair en de lezer kan zelf oordelen aan de hand van de probabiliteiten.
8
significant bevonden op het 15%-significantieniveau. Hier is de redenering dat als de output gap met
1 procentpunt stijgt, de euribor met 1,49 procentpunten zal stijgen.
9
3 BEPALEN VAN DE RENTEGAP
Nu de reactiefunctie van het monetair beleid voor de eurozone gekend is, kunnen we bepalen wat de
optimale rente zou geweest zijn voor elk afzonderlijk land. De gewenste rente wordt berekend aan
de hand van volgende vergelijking17:
(2)
Gewenste rentei = -0.04+2.14*πi +1.49*OGi
Er wordt hier geen gebruik gemaakt van een smoothing term. Hadden we dit wel gedaan, dan zou
het verschil met de werkelijke kortetermijnrente niet voldoende tot uiting komen in de rentegap.
De rentegap (RG) wordt dan als volgt berekend:
(3)
RGi = EUR - gewenste rente i
Als de euribor groter is dan de gewenste rente wordt de economie van dat land te veel afgeremd (of
te weinig gestimuleerd) door die algemeen geldende interestvoet. Is de gewenste rente groter dan
de euribor, dan is het beleid te expansief voor het huidig economisch klimaat in dat land.
Figuur 1: Rentegaps van de oorspronkelijke 12 EMU-landen
17
De coëfficiënten zijn uiteraard terug te vinden in het vorige hoofdstuk. In de formule staat de ‘i’ voor de
afzonderlijke EMU-landen.
10
De rentegaps van de verschillende landen in figuur 1 zijn in absolute waarde nogal groot en dit komt
door het weglaten van de smoothing term bij het berekenen van de gewenste rente. Het is dan ook
niet de bedoeling om deze rentegaps al te letterlijk te nemen. Ze geven echter wel prima aan hoe de
budgettaire overheid zijn beleid dient te voeren als ze de monetaire beleidsdoelstellingen op
nationaal vlak willen vervullen. Dit komt in hoofdstuk 5 verder aan bod.
In de grafiek kan waargenomen worden dat het beleid van de ECB bijna systematisch te expansief is
voor de meeste landen (rentegap negatief). Dit kan verklaard worden door 2 verschillende
fenomenen die in de literatuur ook aan bod komen. Een eerste reden is dat de ECB een expansiever
beleid blijkt te voeren dan de Bundesbank, die voor de introductie van de euro de touwtjes in
handen had. Dit wordt ook geconcludeerd in de paper van Sauer en Sturm (2007). Gezien onze
schatting van de Taylor rule van het Europees monetair beleid terugloopt tot in 1985 (en niet tot in
1999), hoeft het gewogen gemiddelde van de grafieken in bovenstaande output niet gelijk te zijn aan
0. Mochten we de grafieken uitzetten tot in 1985 zou dit echter wel het geval zijn. Het feit dat de ECB
haar beleid in grote mate afstemt op de economische situatie van Duitsland en Frankrijk biedt een
tweede verklaring voor deze waarneming. Bovenstaande grafiek illustreert dit ook. De grafieken van
deze twee landen circuleren over het algemeen relatief dicht bij de x-as.
11
4 SCHATTEN VAN DE BUDGETTAIRE REACTIEFUNCTIE
4.1 Specificatie
Nu we beschikken over een variabele die de rentegap aangeeft, kunnen we nagaan of het budgettair
beleid hier effectief op reageert. Dit kan door het toevoegen van de variabele aan de gangbare fiscale
beleidsregel18. In dit hoofdstuk staan we eerst stil bij deze specificatie vooraleer in het volgend
hoofdstuk de rentegap toe te voegen. Ze ziet er als volgt uit:
(4)
CAPBit = β1 + β2*OGit + β3*SGit-1 + β4*CAPBit-1 + μit
De stand van het budgettair beleid wordt aangegeven door de ‘cyclically adjusted primary balance’
(CAPB). De primaire balans (PB) duidt het verschil aan tussen alle inkomsten en uitgaven exclusief de
te betalen interest op de uitstaande overheidsschuld, als percentage van het GDP. De
interestbetalingen hangen af van de evolutie van de interestvoet en de schuldgraad. Gezien de
fiscale overheid hierop geen invloed heeft op korte termijn worden ze niet in de afhankelijke
variabele opgenomen. Het primaire tekort of overschot wordt verder ook nog aangepast voor de
cyclus. Op deze manier hangt de CAPB rechtstreeks af van beslissingen van overheidswege en is hij
een prima indicator van het discretionair budgettair beleid. De aanpassing voor de cyclus wordt
bekomen door de primaire balans te verminderen met een geschatte cyclische component die gelijk
is aan de output gap vermenigvuldigd met het effect van de automatische stabilisatoren (ςit).
(5)
CAPBit = PBit - ςit * OGit
Het effect van de automatische stabilisatoren hangt af van landspecifieke factoren zoals de
flexibiliteit op de arbeidsmarkt, de progressiviteit van het belastingstelsel en de mate van sociale
zekerheid. Gemiddeld genomen ligt deze variabele rond de 0,5.
Het teken van de coëfficiënt van de output gap (β2) wordt verwacht positief te zijn als de overheid
wenst om countercyclisch op te treden en de economie te stabiliseren. Zoals in de vele bestaande
empirische onderzoeken wordt aangegeven was het beleid voor de invoering van de fiscale regels in
1992 wel eerder procyclisch. In tijden van expansie werd het groeidividend opgesoupeerd en
wanneer er sprake was van recessie werden geen extra maatregelen getroffen om de economie
terug aan te wakkeren. Zoals ook door Gali en Perotti (2003) wordt aangegeven, zou het beleid na
1992 minder procyclisch zijn en eerder acyclisch.
18
Die onder meer in de werken van Gali and Perotti (2003), Forni and Momigliano (2004) en Garcia, Arroyo,
Minguez en Uxo (2009) aan bod komt.
12
Ook de schuldgraad van de nationale overheid als percentage van het potentiële GDP (SGit) is
onontbeerlijk bij het schatten van de budgettaire beleidsregel. Als de schuldgraad stijgt moet
logischerwijze ook de primaire balans toenemen om de gestegen interestlasten te kunnen betalen,
wat een positieve coëfficiënt impliceert. Mocht dit niet het geval zijn, is het gevoerde beleid niet
duurzaam.
De vertraagde afhankelijke variabele (CAPBit-1) wordt in de vergelijking geplaatst om rekening te
houden met de verwachte autocorrelatie van de beleidsbeslissingen. Deze kunnen te wijten zijn aan
een graduele aanpassing naar een bepaald gewenst budget, aan dezelfde beslissende macht die
meerdere jaren een gelijkaardige politiek voert en aan de correlatie in de exogene
conjunctuurschokken. De storingstermen (μit) in (4) stellen exogene primaire balansschokken voor.
4.2 Methodologie
De storingstermen zullen hoogstwaarschijnlijk positief gecorreleerd zijn met de output gap omdat
meer of minder overheidsconsumptie en/of –belastingen nu eenmaal een invloed hebben op de
output gap19. Correlatie tussen de storingstermen en een verklarende variabele betekent dat de
variabele niet langer exogeen mag verondersteld worden. Dit probleem wordt dan ook aangeduid
met de term ‘endogeniteit’. Om dit op te lossen wordt gebruik gemaakt van een ‘instrumental
variables (IV) procedure’ waarbij de OGit benaderd wordt door een lineaire combinatie van andere
variabelen (zogenaamde instrumenten) die niet gecorreleerd zijn met de storingsterm maar wel de
evolutie van OGit voor een groot stuk verklaren. De IV-procedure die hier toegepast wordt, heet
‘Two-stage least squares’ (ofwel ‘2SLS-schatter’). De instrumenten die gebruikt worden in Gali en
Perotti (2003) zijn de vertraagde output gap variabele van het land in kwestie (OG i,t-1) en de
vertraagde output gap variabele van de Verenigde Staten. Nog een reden om gebruik te maken van
deze (vertraagde) instrumenten is het tijdstip waarop het discretionair budgettair beleid, en dus de
CAPBit, bepaald wordt. De begroting wordt opgesteld op het einde van het voorafgaande jaar wat
maakt dat de CAPBit eigenlijk afhangt van de verwachte output gap (Ei,t-1(OGit)) in plaats van de expost waargenomen output gap (OGit). Gezien data over de verwachte output gap niet gekend zijn,
wordt in de praktijk gebruik gemaakt van instrumentvariabelen. De verwachtingen worden
gemiddeld genomen correct verondersteld en men regresseert de ex-post waargenomen OGit op de
instrumenten OGi,t-1 en OGUS,t-1. Vergelijking (4) moet dus aangepast worden en ziet er dan als volgt
uit:
(6)
CAPBit = β1 + β2* Et-1(OGit)+ β3*SGit-1 + β4*CAPBit-1 + μit
19
Hoewel hier ook nog over gediscussieerd kan worden, cf. hiervoor de theorie rond de Ricardiaanse
equivalentie.
13
De specificatie kan geschat worden voor elk land apart of voor de ganse groep van EMU-landen
samen. Aan beide werkwijzen zijn nadelen verbonden. In het eerste geval zorgen de korte samples
ervoor dat de schattingen niet betrouwbaar zijn. Die samples zijn intussen echter wel al iets
uitgebreider (1992-2008 t.o.v. 1992-2002 bij Gali en Perotti (2003)) maar toch zijn ze nog te kort.
Omdat data van de CAPB enkel op jaarbasis beschikbaar zijn, is het ook niet mogelijk de sample uit te
breiden door gebruik te maken van kwartaaldata. Het schatten van de regressies voor de individuele
landen valt dan ook buiten het bestek van deze verhandeling. De tweede methode maakt gebruik
van panel data die bestaan uit herhaalde observaties van dezelfde eenheden (hier zijn dit landen),
verzameld over verschillende tijdstippen (jaren). Het voor de hand liggende voordeel van deze
methode is dat er een grotere ‘pool’ van observaties bestaat, waardoor de coëfficiënten beter
kunnen geschat worden. Het nadeel is echter wel dat de coëfficiënten β2 en β3 in (6) gelijk
verondersteld worden voor de verschillende landen. Een hypothese die overigens in het werk van
Garcia et al (2009) bij het uitvoeren van verschillende tests wordt verworpen. Bij het toepassen van
deze methode wordt er enkel rekening gehouden met landspecifieke invloeden door de intercepten
(β1) onderling te laten wijzigen. β1 wordt dan βi in (6). Het toepassen van dit ‘vaste effecten model’20
wordt gerechtvaardigd door een verschil in gemiddelde waarde van deze CAPB tussen de onderlinge
landen. Zo zal de CAPB van België systematisch hoger liggen dan die van andere landen door hun
hoge schuldgraad. Dit wordt opgenomen in het landspecifieke intercept. De reactie op wijzigingen in
de output gap (β2) en wijzigingen in de schuldgraad (β3) worden dus echter wel constant
verondersteld over de verschillende landen.
4.3 Resultaten
Tabel 2 toont de bevindingen van Gali en Perotti (2003) in de eerste kolom en daarnaast staan de
eigen schattingen. Het verschil tussen de eerste en tweede kolom kan enkel te wijten zijn aan
dataverschillen gezien in deze verhandeling dezelfde specificatie, sample21 en methode wordt
gebruikt22. De resultaten zijn echter kwalitatief gelijk. De coëfficiënten kennen hetzelfde teken, zijn
ongeveer even groot en ook de significantie verschilt weinig. De positieve coëfficiënt van de output
gap variabele (Ei,t-1(OGit)) in de periode van 1992 tot en met 2002 wekt de indruk dat er eerder een
20
Voor meer info rond het vaste effecten model en het verschil met het willekeurige effecten model wordt
verwezen naar het handboek van Marno Verbeek (2000, pg. 309-319).
21
De steekproef bevat observaties van de oorspronkelijke EMU-landen (12), enkel voor de schatting in de
tweede kolom wordt Luxemburg weggelaten omdat dit ook in het werk van Gali en Perotti (2003) het geval
was.
22
De output gap wordt door de OECD bepaald aan de hand van een Hodrick-Prescott filter die gebruik maakt
van de evolutie van het GDP. De toekomstige evolutie van het GDP is ook een indicator van de output gap van
vandaag, enkel is die evolutie vandaag niet gekend. Dit is de reden waarom de gegevens gebruikt door Gali en
Perotti (2003) (OECD Economic Outlook database, December 2002 issue) nog kunnen verschillen van de
gegevens gebruikt in deze verhandeling (OECD Economic Outlook database, December 2008 issue).
14
countercyclisch beleid werd gevoerd. Deze coëfficiënt is echter klein en totaal niet significant
waardoor besloten wordt dat het beleid niet reageert op de output gap of m.a.w. acyclisch is.
Gali en Perotti
(1992-2002)
Coëff
Prob
1992-2002
coëff
Prob
1992-2008
Coëff
Prob
1999-2008
coëff
Prob
Et-1(OGt)
0,08
0,329
0,13
0,1882
-0,01
0,8505
-0,08
0,5144
SGt-1
0,05
0,001
0,07
0,0001
0,04
0,0001
0,06
0,0066
CAPBt-1
0,55
0
0,43
0
0,58
0
0,54
0
Tabel 2: Schatten van de budgettaire reactiefunctie.
De coëfficiënt van de schuldgraad als percentage van het potentieel GDP kent het juiste teken en is
significant. Als de schuldgraad stijgt, dan ondergaat ook de primaire balans een aanpassing naar
boven en is het fiscaal beleid op lange termijn ook houdbaar. Mocht dit niet het geval zijn, treedt de
rentesneeuwbal in werking en wordt de schuldgraad alleen maar groter. De coëfficiënt van de
vertraagde afhankelijke variabele ten slotte toont aan dat er inderdaad sprake is van autocorrelatie
tussen de opeenvolgende beleidsbeslissingen.
De derde kolom geeft de schattingen weer die reiken tot 2008. Op deze manier is het aantal
observaties groter en kan een preciezere schatting worden uitgevoerd. Uit de negatieve waarde van
de output gap coëfficiënt kunnen we afleiden dat de data de trend om meer countercyclisch te gaan
optreden niet verder ondersteunen. De absolute waarde is echter heel erg klein en de coëfficiënt is
totaal niet significant waardoor we kunnen besluiten dat het beleid over de ganse periode
beschouwd acyclisch is geweest. Zoals we ook al konden vermoeden uit kolom 3 lijken de overheden
sinds het aanbreken van de derde fase van de EMU (kolom 4) iets procyclischer op te treden. De
significantie van de coëfficiënt is echter opnieuw te klein om te kunnen besluiten dat er effectief
procyclisch wordt opgetreden. De coëfficiënt van de vertraagde schuldgraadvariabele blijft in elke
periode significant verschillend van 0.
4.4 Bespreking
Een mogelijke oorzaak waarom er in dit onderzoek geen teken van countercyclisch optreden wordt
waargenomen is het feit dat er gebruik wordt gemaakt van ‘ex post data’. Een alternatief hiervoor is
schatten aan de hand van ‘real-time data’. Ex post data zijn data die vandaag beschikbaar zijn en realtime data zijn, hoe kan het ook anders, data die op het moment van de beleidsbeslissing beschikbaar
waren. In ons onderzoek komt elke variabele uit de databank van de OECD Economic Outlook zoals
die er vandaag uitziet. Real time data zijn de cijfers die in de databank van het overeenkomstige jaar
beschikbaar zijn. De output gap voor pakweg het jaar 2002, gerapporteerd in de economic outlook
van december 2002, hoeft niet noodzakelijk gelijk te zijn aan de output gap voor 2002 gerapporteerd
15
in de editie van december 2009. Dit om redenen die reeds werden aangehaald in voetnoot nummer
22. Op basis van hun onderzoek met real-time data besluiten Forni en Momigliano (2004) dat er wel
degelijk sprake was van countercyclisch beleid voor de periode 1992-2003.
Vertragingen in de implementatie van discretionair budgettair beleid kunnen een andere verklaring
bieden voor het gebrek aan bewijs van countercyclisch optreden in de data. Vooreerst is er het
herkennen van de schokken, dan moeten acties voorbereid worden en daarna is het nog even
wachten op goedkeuring. Deze vertragingen kunnen er vaak toe leiden dat het te laat is en dat de
maatregelen eerder procyclische effecten hebben (Lenain en De Serres (2002)).
Nog een belangrijke opmerking, die echter geen verklaring biedt voor de bevinding dat het
budgettair beleid acyclisch is, houdt in dat een countercyclisch optreden eerder zal waargenomen
worden wanneer er sprake is van een negatieve output gap. Dit wordt ook in het werk van Forni en
Momigliano (2004) onderzocht en bevestigd. Zij concluderen dan ook dat er effectief countercyclisch
wordt opgetreden in die barre tijden. Wanneer we echter het werk van Larch en Salto (2005) in
rekening brengen, kan de verklaring hiervoor ook gevonden worden in het feit dat de CAPB toch
enkele gebreken vertoont.23 De evolutie van de CAPB wordt volgens hen namelijk ook deels bepaald
door de dadeloosheid van de overheden wanneer de vooropgestelde groei (of output gap) verkeerd
werd ingeschat. In combinatie met de waarneming dat overheden de groei systematisch
overschatten, resulteert dit in een gemiddeld genomen en weliswaar niet bedoeld countercyclischer
optreden bij een negatieve output gap in vergelijking met het optreden bij een positieve output gap.
Of zoals Larch en Salto (2005, pg 1135-1136) het zelf stellen: ‘As growth projections are an important
building block of budgetary plans, systematic optimism in forecasting growth, coupled with pervasive
lags and inertia in the implementation phase of the budget, will result in a fiscal expansion compared
to plans, even in the absence of discretionary measures. * … + In this case, variations in the CAPB no
longer provide a sufficiently accurate description of the behaviour of fiscal policy as they bunch
together two conceptually different components which should actually be held apart: active
discretionary fiscal policy and the budgetary impact of underlying growth.’ Larch en Salto (2005)
twijfelen dus aan de bruikbaarheid van de CAPB als indicator voor het cyclisch aangepast budgettair
beleid. Dit hoeft echter onze globale conclusie, die stelt dat dit beleid acyclisch is, niet te
beïnvloeden. In perioden met een positieve output gap wordt immers het budgettair beleid op deze
manier iets te procyclisch ingeschat. De fout in de CAPB wordt m.a.w. uitgebalanceerd.
23
Tot hiertoe aangenomen als zuivere maatstaf voor het cyclisch gecorrigeerd of discretionair budgettair
beleid.
16
5 DE INTERACTIE TUSSEN MONETAIR EN BUDGETTAIR BELEID
IN DE EUROZONE
5.1 De reactie op de rentegap
Zoals aangehaald in de inleiding komt in dit hoofdstuk de primaire focus van deze verhandeling aan
bod. Sinds het ontstaan van de ECB in 1999 verliest elk land binnen de EMU de mogelijkheid om het
individuele monetaire beleid te bepalen. In combinatie met het bestaan van idiosyncratische
schokken stelt zich de vraag of de budgettaire overheden de verantwoordelijkheid op zich nemen om
adequaat te reageren op deze schokken en de monetaire beleidsdoelstellingen op nationaal vlak
vervullen. De variabele die dit aangeeft is de rentegap (RG) die reeds in het tweede hoofdstuk werd
bepaald. De specificatie die we nu zullen schatten ziet er als volgt uit:
(7)
CAPBit = β1 + β2*Et-1(OGit) + β3*SGit-1 + β4*CAPBit-1 + β5*Et-1(RGit) + μit
Het tijdstip waarop de budgetbeslissing genomen wordt (t-1) gebiedt ons, net als bij de output gap,
terug gebruik te maken van instrumenten om de verwachte rentegap te bepalen (Et-1(RGt)). We
gebruiken hiervoor dezelfde instrumenten als die van de output gap en voegen er de vertraagde
rentegapvariabele (RGt-1) aan toe.
1999-2008
coëff
Prob
Et-1(OGt)
0,49
0,1318
SGt-1
0,06
0,0051
CAPBt-1
0,39
0,0011
Et-1(RGt)
0,32
0,0626
Tabel 3: Reactie op de rentegap.
De resultaten in tabel 3 geven een positief teken weer voor de coëfficiënt van de rentegapvariabele.
Dit druist in tegen de vooropgestelde intuïtie die een negatief teken verwacht aangezien een
positieve rentegap een te restrictief beleid van de ECB aangeeft in functie van de nationale
omstandigheden en een negatieve rentegap op een te expansief beleid duidt. Bij een positieve
rentegap zal een consequent optredende fiscale overheid ietwat expansiever te werk gaan door
meer uit te geven en/of minder belastingen te innen. Dit komt neer op een verlaging van de primaire
balans (CAPB daalt) wat een verwachte negatieve coëfficiënt voor de rentegap impliceert.
De resultaten geven verder ook aan dat de output gap coëfficiënt sterk wordt beïnvloed door het
toevoegen van de rentegapvariabele. Vergeleken met dezelfde periode in tabel 2 wordt de
coëfficiënt nu positief en significant. De twee variabelen (Et-1(OGt) en Et-1(RGt)) zijn dan ook duidelijk
17
gecorreleerd met elkaar. Een deel van de variantie van de output gap variabele wordt dan als het
ware ‘afgesnoept’ door de nieuwe rentegapvariabele. De rentegapvariabele is in feite representatief
voor de idiosyncratische schokken die een land ondergaat24, vooral wanneer het gaat over een
vraagschok waarbij inflatie en output gap in éénzelfde richting evolueren. De variantie die dan nog
overblijft in de output gap variabele zal op die manier gaan lijken op de cyclische schokken die voor
de gehele unie gelden. Het is echter geen goed idee om op deze manier te concluderen dat de
budgettaire overheden eerder geneigd zijn om correct en dus countercyclisch te reageren op
gezamenlijke schokken (positieve coëfficiënt van β2) terwijl ze eerder procyclisch reageren op
idiosyncratische schokken (positieve coëfficiënt van β525). Om dit na te gaan, schatten we de
specificatie nogmaals maar dit keer met de idiosyncratische schokken in de output gap van elk land
er bij. De specificatie ziet er dan als volgt uit:
(8)
CAPBit = β1 + β2*Et-1(OGit) + β3*SGit-1 + β4*CAPBit-1 + β5*Et-1(RGit) + β6*Et-1(IDOGit) + μit
De idiosyncratische output gap (IDOG) werd berekend door de output gap van het land te
verminderen met die van de eurozone in zijn geheel. Een positieve idiosyncratische output gap duidt
dan op relatief meer economische activiteit in dat land dan in de eurozone. Net zoals bij de output
gap variabele is de intuïtie hier dat de fiscale overheid een groter cyclisch aangepast primair
overschot/tekort zou moeten hebben naarmate de idiosyncratische output gap groter is. Er wordt
dus een positief teken voor de coëfficiënt verwacht in de periode na 1999 waarin het voor fiscale
overheden belangrijk wordt consequent te reageren op idiosyncratische schokken gezien het
nationaal monetair beleid volledig wegvalt.
1999-2008
coëff
Prob
Et-1(OGt)
0,5
0,0951
SGt-1
0,06
0,0105
CAPBt-1
0,4
0,0016
Et-1(RGt)
0,26
0,1687
Et-1(IDOGt)
-0,04
0,8708
Tabel 4: Reactie op idiosyncratische schokken.
De resultaten in bovengaande tabel geven zoals voorspeld uit de cijfers van de vorige tabel aan dat
eerder consequent gereageerd wordt op de cyclische schommelingen die over de ganse unie gelden
24
Zie hiervoor ook terug formule (3) die werd gebruikt om de rentegap te berekenen. De rentegap zal
gemiddeld genomen enkel van 0 verschillen als de economische omstandigheden van een land verschillen met
die van de ganse eurozone.
25
En niet negatief gezien een positieve rentegap volgens deze redenering gemiddeld genomen duidt op relatief
minder economische activiteit. Een positieve coëfficiënt geeft dan ook aan dat de CAPB in dit geval verhoogt
wat een procyclisch beleid betekent.
18
(aangegeven door de positieve coëfficiënt van Et-1(OGt)) dan op cyclische schommelingen in eigen
land (negatieve coëfficiënt voor Et-1(IDOGt)). De door verschillende theoretici uitdrukkelijk naar voor
geschoven nieuwe verantwoordelijkheid voor de budgettaire overheden wordt door de fiscale
beleidsvoerder blijkbaar niet naar behoren uitgevoerd. De rentegap krijgt echter nog steeds een
coëfficiënt met het verkeerde teken toegewezen. Hieruit blijkt dat deze waarneming niet volledig kan
toegeschreven worden aan de verkeerde reactie op idiosyncratische schokken. Deze coëfficiënt is
wel kleiner en heeft aan significantie ingeboet. Waarom de rentegap finaal een positief teken krijgt
toegewezen blijft een zogenaamde ‘puzzle’.
5.2 Invloed van het GSP
Een bijkomende doelstelling van dit onderzoek is om na te gaan in hoeverre de ingevoerde fiscale
regels effectief een invloed uitoefenen op het fiscale beleid. Om dit na te gaan voegen we twee extra
variabelen toe aan specificatie (7). De nieuwe specificatie ziet er dan als volgt uit:
(9) CAPBit = β1 + β2*Et-1(OGit) + β3*SGit-1 + β4*CAPBit-1 + β5*Et-1(RGit) + β6*GSPi,t-1 + β7*Et-1(GSPRGit) + μit
De GSP-variabele is een dummyvariabele die gelijk is aan 1 indien er dat jaar sprake was van een
negatieve totale balans die zich tussen de 2,5 en 3,5% van het nominale GDP van dat jaar bevond. De
totale balans is de variabele waar naar gekeken wordt door de Europese Commissie als ze nagaan of
de 3%-norm van het GSP wordt nageleefd. De redenering is dat als landen het voorgaande jaar
(daarom GSPt-1 in (9)) een tekort hadden dat dicht tegen de 3% aangrensde, ze dan alles in het werk
zullen stellen om het huidige jaar deze norm niet te overschrijden (om uiteraard de sancties die
hiermee gepaard gaan te vermijden). Er wordt hier dan ook een positieve coëfficiënt verwacht. De
tweede variabele die werd toegevoegd (Et-1(GSPRGit)) is een interactieterm. Deze variabele werd
bekomen door de geschatte rentegapvariabele (Et-1(RGit)) te vermenigvuldigen met de vertraagde
GSP-variabele (GSPi,t-1). Hier zegt de intuïtie dat de budgettaire overheden, in het geval ze het vorige
jaar een tekort hadden dat zich tussen de 2,5 en 3,5% van het nominaal GDP bevond, dit jaar minder
adequaat zullen kunnen reageren op de rentegap. Het budgettair beleid, voorgesteld door de CAPB,
zal zoals reeds gezegd eerder bezig zijn met het beperken van het tekort zodanig dat de 3%-norm
niet overschreden wordt. Via deze redenering wordt een positief teken verwacht voor de coëfficiënt
van de interactieterm.
19
1999-2008
coëff
Prob
Et-1(OGt)
0,51
0,1189
SGt-1
0,06
0,0099
CAPBt-1
0,38
0,0017
Et-1(RGt)
0,32
0,0666
GSPt-1
0,05
0,9301
Et-1(GSPRGt)
0,04
0,7642
Tabel 5: Reactie op het GSP.
We zien in bovenstaande tabel dat beide coëfficiënten het juiste teken krijgen toegekend. Ze zijn
echter zeer klein in absolute waarde en ook totaal niet significant. Hieruit kunnen we besluiten dat
het GSP de overheden binnen de eurozone niet heeft belemmerd om countercyclisch op te treden.
Dit is waarschijnlijk echter vooral te wijten aan het feit dat het GSP niet al te geloofwaardig was sinds
het ontstaan ervan. Zoals ook al in de inleiding aangehaald, was er steeds veel kritiek op het pact. Bij
de eerste echte daling van het algemeen economisch klimaat in de eurozone in 2003 werd het pact
meteen met voeten getreden. Een schorsing en enkele kleine aanpassingen aan het pact waren het
gevolg. Ook in de huidige recessie lijken de fiscale overheden niet al te veel rekening te houden met
het pact.
20
6 SCHATTEN MET DE CONSISTENTE SCHATTER
Een belangrijke opmerking dient echter nog gemaakt over de toegepaste methode in bovengaand
onderzoek. Zoals ook in het boek van Verbeek (2000) staat te lezen is de schatter van een dynamisch
panel data model26 vertekend en inconsistent bij het regresseren met een vast aantal perioden (t is
vast). Om dit te illustreren beschouwen we een algemeen dynamisch panel data model met exogene
variabelen en een vertraagde afhankelijke variabele:
(10)
yit = x’itβ + φyi,t-1 + αi + εit
met |φ|< 1
Het probleem hier is dat de vertraagde variabele zal afhangen van de constante αi die van land tot
land verschilt maar tijdsinvariant is. Er is dus sprake van endogeniteit. Een manier om deze
individuele effecten uit de specificatie te mijden is de eerste differentievergelijking te nemen:
(11)
yit - yi,t-1 = (xit - x’i,t-1)’β + φ(yi,t-1 - yi,t-2) + (εit - εi,t-1)
Het probleem hierbij is dat de yi,t-1 gecorreleerd is met εi,t-1, bijgevolg is er op deze manier ook nog
sprake van endogeniteit en moet ook (yi,t-1 - yi,t-2) met een IV-procedure geïnstrumenteerd worden.
Een nodige voorwaarde om te kunnen spreken van een consistente IV-schatter is dat t en/of i groot
zijn. Hieraan is niet voldaan en dit was ook de reden waarom Gali en Perotti (2003, voetnoot pg. 550)
zich beperkten tot het schatten met behulp van het vaste effecten model: ‘Because the small-sample
properties of the consistent estimators that have been proposed in the literature are not well
understood, and our sample size is small (10 years for each period), we have chosen to present
results with a standard IV fixed effect estimator.’ Niettegenstaande dit voor de periode 1999-2008
(t=10) ook het geval is, proberen we in dit hoofdstuk toch bij wijze van robuustheidscheck op deze
nieuwe manier te schatten.
De procedure die wordt toegepast is opnieuw 2SLS. De instrumenten gebruikt voor het schatten van
de vertraagde afhankelijke variabele (yi,t-1 - yi,t-2) bevatten vijf lags van de reeds vertraagde
afhankelijke variabele ((yi,t-2 - yi,t-3) t.e.m. (yi,t-6 - yi,t-7)) en twee lags van de eigen output gap van het
land en van de output gap van de VS. Niettegenstaande dit toch veel instrumenten zijn, is de
verklaringskracht (R²) ervan helemaal niet groot (17%). Betere instrumenten zijn er echter niet.
De 2SLS methode werd in EViews uitgevoerd door de twee stappen afzonderlijk te schatten via OLS.
De vertraagde afhankelijke variabele wordt namelijk door EViews bij het schatten via een 2SLSprocedure verkeerdelijk gezien als een exogene variabele. De zwakke instrumenten die gebruikt
worden in de eerste stap zorgen ervoor dat de standaardafwijkingen in de tweede stap vertekend
zijn. Daarom worden ze vermenigvuldigd door een factor 1,475 die gelijk is aan de verhouding tussen
26
Men spreekt over een dynamisch model van zodra er een vertraagde afhankelijke variabele in de specificatie
wordt opgenomen.
21
de echte onvertekende schatter van de variantie in de storingstermen en de vertekende schatter van
de storingstermen (voor details zie Gujarati, 2003, pg. 791).
1999-2008
Coëff
Prob
Et-1(OGt - OGt-1)
0,45
0,445
SGt-1 - SGt-2
0,06
0,393
Et-2(CAPBt-1 -CAPBt-2)
0,59
0,04
Et-1(RGt - RGt-1)
0,25
0,485
SGPt-1
0,01
0,969
Et-1(GSPRGt)
0,09
0,797
Tabel 6: Schatten met de consistente schatter.
In tabel 6 valt te zien dat de coëfficiënten vergeleken met tabel 5 in het vorige hoofdstuk hetzelfde
teken behouden en ongeveer even groot zijn. Wel heeft elke coëfficiënt sterk aan significantie
ingeboet al is dit ook voor een groot stuk te wijten aan de zwakke instrumenten. Er mogen dus
minder vlug conclusies getrokken worden als bij tabel 5.
22
7 CONCLUSIE
Het is opmerkelijk hoe sterk het nut van macro-economisch beleid wordt benadrukt door de
academische wereld. IS-LM-BP-schema’s en multiplicatoren vormen steevast het recept dat
startende economiestudenten ingelepeld krijgen. Wat zien we in de praktijk? Het budgettair beleid is
acyclisch en maakt dus geen gebruik van het vooropgestelde potentieel. Een waarneming die in feite
zelfs positief blijkt te zijn als je weet dat, zoals aangetoond door Gali en Perotti (2003), de
budgettaire overheden vóór het invoeren van het Verdrag van Maastricht procyclisch hadden
opgetreden. Op deze manier kunnen de automatische stabilisatoren op zijn minst hun werk doen en
de economie wat in goede banen leiden.
De belangrijkste conclusie uit deze verhandeling is echter dat budgettaire overheden sinds 1999 niet
consequent reageren op idiosyncratische schokken en ook niet op de naar voor geschoven rentegap.
De overheden nemen hun verantwoordelijkheid niet op om de monetaire beleidsdoelstellingen op
nationaal vlak te vervullen. Bevindingen die toch opmerkelijk zijn gezien de eurozone niet beschikt
over een noemenswaardig centraal budget en het centrale beleid dus op geen enkele manier kan
rekening houden met asymmetrische schokken. Vooral in het opzicht van de puzzle rond de positieve
coëfficiënt van de rentegap is verder onderzoek nodig. Als mijn bevindingen kloppen kan overwogen
worden om vanuit de Europese Unie de nationale overheden nog meer bij te staan bij het nemen van
hun budgettaire beslissingen. 27
Een laatste conclusie van deze verhandeling is dat het GSP de budgettaire overheden niet lijkt te
beperken in hun mogelijkheid om countercyclisch op te treden. De bevinding dat de budgettaire
overheden hun gedrag niet lijken aan te passen aan de regels van het GSP kan dit resultaat echter
ook verklaren.
27
Zoals de waarschuwing die Ierland kreeg in 2001 voor het voeren van een procyclisch discretionair budgettair
beleid. (Gerald (2001))
23
Literatuurlijst
Barro R. And Gordon D.,1983, A positive theory of monetary policy in a natural rate model, Journal of
Political Economy, vol. 91, no. 4, pg. 589-610.
Beetsma, R. and H. Uhlig, 1999, An analysis of the stability and growth pact, Economic Journal, 109,
pg. 546-71.
Buti M. and D. Franco, 2006, Fiscal policy in Economic and Monetary Union: theory, evidence, and
institutions, Edward Elgar, Cheltenham, UK.
Clarida R., Gali J. And Gertler M., 2000, Monetary policy rules and macroeconomic stability: evidence
and some theory, Quarterly Journal of Economics, vol. 115, no. 1, pg. 147-80.
Cooper R. and Kempf H., 2000, Designing stabilization policy in a monetary union, National Bureau of
Economic Research, Working Paper 7607.
Demertzis, M., A.J. Hughes Hallett and Viegi N., 1999, An independent Central Bank Faced with
Elected Governments, CEPR discussion papers, 2219.
Dixit A. and L. Lambertini, 2003, Interactions of Commitment and Discretion in Monetary and Fiscal
Policies, American economic review, 93, pg. 1522-1542.
European Commission, 2000, ‘Public Finances in EMU – 2000’, European Economy – Reports and
Studies, 3.
Fagan, G., Henry J. and Mestre R., 2001, An Area-wide Model for the Euro Area, ECB working paper
series, 42, pg. 1-61.
Forni L. And Momigliano S., 2004, Cyclical Sensitivity of Fiscal Policies Based on Real-Time Data,
Applied Economics Quarterly, vol. 50, no. 3, pg. 299-326.
Gali J, and Perrotti M, 2003, Fiscal policy and monetary integration in Europe, Economic Policy, Issue
37, pg. 533-572.
Garcia A., Arroyo M. and Minguez R., 2009, Estimation of a Fiscal Policy Rule for EMU countries
(1985-2005), Applied Economics, Vol. 284, Issue 16, pg. 10901-10911.
Gerald J., 2001, Managing an Economy Under EMU: The Case of Ireland, World Economy, Vol. 24,
Issue 10, pg. 1353-1371.
Golinelli R. and Momigliano S., 2009, The Cyclical Reaction of Fiscal Policies in the Euro Area: The
Role of Modelling Choices and Data Vintages, Fiscal Studies, Vol. 30, Issue 1, pg. 39-72.
Gujarati M., 2003, Basic Econometrics, McGraw-Hill/Irwin, New York.
Lamfalussy A., 1989, Macro-coordination of fiscal policies in an economic and monetary union in
Europe, annex to the report on the study of economic and monetary union in the European
community (Delors Report), EC, Luxembourg.
vi
Larch M. and Salto M., 2005, Fiscal Rules, Inertia and Discretionary Fiscal Policy, Applied economics,
Vol. 37, Issue 10, pg 1135-1146.
Lenain P. and De Serres A., 2002, Is the Euro Area Converging or Diverging? Implications for Policy
Co-ordination, World economy, Vol. 25, Issue 10, pg. 1501-1519.
McKinnon, R.I., 1997, EMU as a device for collective fiscal retrenchment, American economic review,
Papers and proceedings, 87, pg. 211-233.
Mélitz J., 1997, Some cross-country evidence about debt, deficits and the behaviour of monetary and
fiscal authorities, CEPR Discussion Paper no. 1653.
Rogoff K., (1985), The optimal degree of commitment to an intermediate Monetary target, quarterly
journal of economics, 100, pg. 1169-90.
Sala-i-Martín, X and Sachs, J. (1992), Fiscal federalism and optimum currency areas: evidence for
Europe from the United States, CEPR Discussion Papers no. 632.
Sargent J. And Wallace N., 1985, Some unpleasant monetarist arithmetic, Federal Reserve Bank of
Minneapolis Quarterly Review, vol. 9, no. 1, pg. 15-31.
Sauer S. And Sturm J., 2007, Using Taylor Rules to Understand European Central Bank Monetary
Policy, German Economic Review, vol. 8, Issue 3, pg. 375-398.
Taylor J. B., 1993, Discretion versus policy rules in practice’, Carnegie-Rochester Conference Series on
Public Policy 39, pg. 195-214.
Verbeek M., 2000, A Guide to Modern Econometrics, John Wiley & Sons, Chichester.
Wyplosz C., 1999, Economic policy coordination in EMU: Strategies and institutions, ZEI Policy Paper
B11.
Wyplosz C., 2006, European Monetary Union: the dark sides of a major success, Blackwell Publishing
Limited, 21, pg. 207-262.
vii