t - ×× ×§ ××©×¨××

More documents

Recommendations

Info

סקר בנק ישראל 80 30 הנגזר.‏ בתקופה זו,‏ שבאה לאחר שנים רבות של אינפלציה,‏ נדרשה מדיניות מוניטרית אגרסיבית כדי לשכנע את הציבור באמינות המדיניות.‏ עם זאת,‏ הורדת הריבית הבלתי צפויה ב-‏‎1998‎ פגעה באמינותה של המדיניות,‏ והדבר התבטא בעליית פער התשואות,‏ שנבעה מעלייה בקצב הפיחות,‏ כפי שמתבקש ממשוואת שוויון-כוח-הקנייה;‏ במילים אחרות:‏ הפרש האינפלציה הצפויה בין ישראל לארה"ב גדל ‏(איור 3). התנהגות המשתנה שוויון-כוח-הקנייה ‏(איור מראה,‏ שהחל משנת היעד של הדיסאינפלציה,‏ ונתפס על ידי הציבור כאמין.‏ במצב זה,‏ על פי הניתוח דלעיל,‏ הבנק המרכזי היה יכול להתעלם מסטיות מקריות של המשתנים הנומינליים ולהגיב במתינות על סטיות של פער התשואות מזה של הטווח הארוך.‏ בפועל נוצר מצב שבו פערי האינפלציה הצפויה בין ישראל לארה"ב היו שליליים.‏ עם השגת היעד הורדה הריבית באופן בלתי צפוי בסוף 2001. הפעם,‏ שלא כמו בעת הורדת הריבית של הציבור האמין כי הבנק המרכזי לא שינה את יעד האינפלציה.‏ לראיה:‏ משתנה שוויון כוח הקנייה ‏(הטווח הארוך)‏ הגיב תחילה במידה זעירה ביחס לפיחות בפועל ‏(איור 3), ופער האינפלציה הצפויה בין ישראל לארה"ב ירד לאפס ‏(רמה המתיישבת עם שיווי המשקל של הטווח הארוך).‏ החרפת האינתיפאדה וכן חששות מאובדן שליטה פיסקלית ‏(הורדת דירוג האשראי של ישראל)‏ גרמו לפיחות מהיר ועוררו חשש לאובדן האמינות של המדיניות המוניטרית – חשש שהתבטא,‏ בהתאם למודל,‏ בעליית קצב הפיחות שנגזר משוויון כוח הקנייה.‏ העלאות הריבית בעקבות הפיחות שיקמו את האמינות המוניטרית,‏ ולראיה:‏ הפיחות הנגזר משוויון-כוח-הקנייה נותר ברמת אפס מסוף 2003 ואף ירד אל מתחת לאפס משמע שהבנק המרכזי בישראל החזיק ביעד אינפלציה נמוך מזה של ארה"ב.‏ יחד עם זאת,‏ פער התשואות בין ישראל לארה"ב עלה בין ל-‏‎2004‎ בעיקר כתוצאה מעליית הסיכון הגלום בשער החליפין.‏ נדגיש שבמסגרת הניתוח של הטווח הארוך אין כל קשר בין תנודתיות שער החליפין ‏(סטיית התקן)‏ לאמינות המדיניות המוניטרית,‏ הנמדדת על ידי שינויים בקצב הפיחות הנגזר משוויון-כוח-הקנייה ‏(רמת הפיחות).‏ במצב של שיווי משקל של טווח ארוך ואמינות מלאה אין לבנק המרכזי כל צורך להתחשב בשינויים בשער החליפין של הטווח הקצר.‏ אי תגובה של ריבית הבנק המרכזי על תנודות אלו מאפשרת,‏ מטבע הדברים,‏ קיומה של סטיית תקן גבוהה יותר.‏ סטיות תקן נמוכות הן פועל יוצא של ‏"ביטוח"‏ שמעניקה המדיניות המוניטרית בהגיבה על תנודות גדולות כלפי מעלה בשער החליפין.‏ 2000 הושג 2002 (3 – ,1998 ב.‏ המדיניות המוניטרית ופער התשואות של הטווח הקצר בסעיף הקודם הנחנו שאמינות הבנק המרכזי באה לידי ביטוי באותו רכיב של פער התשואות הנובע מהציפיות לפיחות הנגזרות משוויון-כוח-הקנייה.‏ רכישת אמינות זו מותנית באיתות,‏ לאורך זמן,‏ על מחויבות ליעד האינפלציה המוכרז.‏ אחד האיתותים
31 פערי ריביות במשק קטן ופתוח – קשרים של טווח ארוך החשובים,‏ בטווח הקצר ולמשך התקופה שבה נרכשת האמינות,‏ הוא התגובה של ריבית הבנק המרכזי על סטיות של הריבית מזו המתיישבת עם פער התשואות של הטווח הארוך.‏ בסעיף זה ננסה לבחון את הקשר הסטטיסטי שבין הסטיות של פער הריבית בפועל מהפער הנאמד של הטווח הארוך לבין מדיניות הריבית של בנק ישראל.‏ עלינו להדגיש כי אין בכוונתנו לאמוד כאן פונקציית תגובה של הבנק המרכזי.‏ כמו כן,‏ כפי שנטען בהמשך,‏ אפשר שבנק ישראל לא התחשב כלל בפער התשואות באופן ישיר בתהליך קבלת ההחלטות,‏ אלא במשתנים שהתנהגותם נגזרה מפער זה,‏ כדוגמת שער החליפין או האינפלציה הצפויה.‏ עם זאת,‏ כיוון שהסטיות של פער התשואות הנגזרות ממשוואת הקואינטגרציה מקיימות,‏ לפי הגדרה,‏ את הנחות הרגרסיה הקלסיות,‏ ובפרט אינן מתואמות עם המשתנים המסבירים,‏ ניתן לבדוק את השפעתם החלקית במודל שכן השמטת משתנים אחרים לא תטה את האומדנים.‏ לצורך בדיקה זו נאמוד משוואה שבה המשתנה המוסבר הוא השינוי בריבית בנק ישראל,‏ והמשתנים המסבירים הם הסטיות של הפער בפועל מזה הנאמד במשוואה נוסף על כך נשתמש בשינוי הריבית בפיגור,‏ האמור לייצג את העקביות של מדיניות הריבית (4.9) ∆i t = −0.208⋅ u (0.000) t−1 T = 110 DW = 1.97 (4.9 + 0.471⋅ ∆i (0.000) R 2 t−1 = 0.29 ,OLS .(persistence) . 15 .2.8 מתוצאות האמידה של משוואה זו ‏(כפי שהן מוצגות במשוואה עולה,‏ כי בתקופת המדגם בנק ישראל נטה להוריד את הריבית כשפער התשואות בפועל היה מעל זה של הטווח הארוך.‏ נראה אפוא שהבנק הביא בחשבון את קשרי הטווח הארוך יחד עם זאת עלינו לזכור,‏ כי סטיות מפער התשואות השפיעו על התפתחות שער החליפין בטווח הקצר ‏(משוואה ייתכן אפוא שבנק ישראל הושפע מהתמסורת (pass-through) של הסטיות בשער החליפין לציפיות האינפלציה ועל כן אפשר שתגובתו על סטייה מפער התשואות הייתה עקיפה בלבד.‏ כדי להתוות את נתיב ההשפעה שיש לסטייה ממשוואה על התנהגות הבנק המרכזי נאמוד משוואה נוספת לזו שתוצאותיה מופיעות במשוואה ובה המשתנה המוסבר הוא השינוי באינפלציה הצפויה.‏ מאחר שהציפיות לאינפלציה אינן סטציונריות ומקיימות ואילו השינוי בשער החליפין של הדולר מקיים הכנסנו במשוואה הנאמדת את השינוי בציפיות לאינפלציה כמשתנה מוסבר ואת השינוי בשער החליפין כמשתנה ,I(1) ,I(0) .(4.5 ,4.9 2.8 15 אף שמשוואה זו היא מצומצמת ביחס לפונקציית תגובה מקובלת לגבי בנק מרכזי בכלל ולגבי בנק ישראל בפרט ‏(בפמן ובר אפרת,‏ מלניק,‏ ועוד).‏ המקדם המובהק של הסטיות מהקשר של הטווח הארוך מצביע על הכיוון שבו משתנה זה משפיע על ריבית בנק ישראל.‏ גם בדיקות שערכנו עבור פונקציות תגובה רחבות יותר הצביעו על מקדם מובהק עם אותו סימן עבור משתנה זה.‏ ;1993 ,Taylor) 2003 ;2002 (1997 ,CGG
Page 1 and 2: סקר בנק ישראל 80, אב
Page 3 and 4: 9 פערי ריביות במשק ק
Page 5 and 6: 11 פערי ריביות במשק
Page 23: 29 פערי ריביות במשק
Page 35: 41 פערי ריביות במשק

t - ×× ×§ ××©×¨××

Create successful ePaper yourself

Delete template?

Save as template?

t - ×× ×§ ××©×¨××