Il ”modello delle isole” di Robert E. Lucas
Francesco Giavazzi
versione rivista, 15 ottobre 2009
1 Il modello microeconomico
1.1 allocazione infra-temporale del tempo di lavoro
Definiamo c il consumo e l le ore lavoarate. Le preferenze sono definite su consumo e tempo libero (1 − l). Normalizziamo a 1 le ore totali disponibili in ciascun peirodo.
u = u (c, 1 − l) = log (c1) + b log (1 − l1) Il problema del lavoratore-consumatore `e max u sotto il vincolo
c = wl ove w `e il salario orario reale. La CPO `e
− b
1 − l∗ + 1 l∗ = 0
le ore di lavoro ottimali, l∗, sono indipendenti dal salario. Il motivo `e che con preferenze logaritmiche effetto di sostituzione ed effetto di reddito si elidono.
1.2 allocazione inter-temporale del tempo di lavoro
Vi sono due periodi, 1 e 2. Il tasso di preferenza intertemporale `e δ: pi`u elevato `e δ, meno peso l’individuo assegn al futuro. Le preferenze sono
u = log (c1) + b log (1 − l1) + e−δ[log (c2) + b log (1 − l2)]
Definendo r il tasso di interesse reale, il vincolo di bilancio `e
c1+ c2
1 + r = w1l1+ w2l2
1 + r e le CPO possono essere scritte sinteticamente
1 − l1∗
1 − l2∗
= w2
w1
1 e−δ(1 + r)
l’offerta relativa di lavoro (cio`e la scelta se lavorare pi`u ore oggi o domani) dipende dal salario relativo, dal tasso di interesse e da δ. Un aumento nel tasso di interesse aumenta l1∗/l∗2 perch`e lavorare nel periodo 1 consente di risparmiare e investire ad un rendimento p`u elevato. Un aumento w1/w2 aumenta l∗1/l∗2 .
1.3 la curva di offerta
Il modello di allocazione intertemporale del lavoro giustifica questa funzione di offerta.
Vi sono Z mercati separati (z = 1....Z). L’offerta in ciascun mercato `e
yt(z) = ynt + γ [pt(z) − E(Ptp It(z))]
L’espressione `e in logaritmi; ytn`e il il livello di produzione di pieno impiego, che per semplicit`a normalizziamo a 0. I lavoratori visitano un solo mercato alla volta e devono decidere se lavorare qul periodo in quel mercato, oppure attendere il periodo successivo ed esplorare le condizioni in un iverso mercato. In ciascun periodo osservano il prezzo nel mercato che visitano, pt(z), e stimano il livello generale dei prezzi Pt=
Z
z
pt(z) dz usando l’informazione, It(z) , di cui dispongono It(z) contiene pt(z),e Pt−iper i º 1.
Il motivo per cui i lavoratori sono interessati a Pt `e che il loro paniere di consumo contiene (simmetricamente) beni prodotti in tutti i mercati.
1.4 il problema di estrazione del segnale
Si tratta di costruire una stima efficiente di Pt usando l’informazione contenuta in It(z) .
Vi sono due variabili stocastiche:
• pt(z) = Pt+ zt, il prezzo in ciascun mercato, che fluttua intorno al livello generale dei prezzi,
• Pt che fluttua nel tempo in funzione di altre variabili macroeconomiche (come vedremo, la moneta mt)
Ipotizziamo che le due variabili stocastiche abbiano una distribuzione di proba- bilit`a congiunta descritta da una Normale bivariata
f (Pt, pt(z)) = 1 2πστ exp
∙1 2
µ 1 σ2
³
Pt− Pt
´2
+ 1
τ2(pt(z) − Pt)2
¶¸
I momenti di questa distribuzione congiunta sono:
• E [pt(z)] = Pt : le fluttuazioni del prezzo in ciascun mercato intorno al livello generale di prezzi hanno media nulla e
• V ar [pt(z)] = τ2
• V ar [Pt] = σ2.
Assumiamo anche che non vi sia correlazione fra fluttuazioni microeconomiche (attraverso i mercati) e macroeconomiche (cioe’ di Pt nel tempo):
• Cov [pt(z) , Pt] = 0.
Notate che l’ipotesi di covarianza nulla significa che Pt e pt(z) sono (stocastica- mente) indipendenti. Infatti la distribuzione di probabilit`a congiunta si pu`o esprimere come il prodotto di due funzioni di densit`a normali univariate, cio`e f (Pt, pt(z)) = f (Pt) f (pt(z)). Questo non `e vero in generale, cio`e se Cov [pt(z) , Pt] 6= 0.
Data la distribuzione congiunta f (Pt, pt(z)), si pu`o ora (applicando il teorema di Bayes 1) calcolare la funzione di densit`a condizionale f (Ptp pt(z)) = f (Pf (pt,pt(z))
t(z)) , ove f (pt(z)) `e la distribuzione marginale di pt(z) e cio`e R+∞
−∞ f (Pt, pt(z)) dz =
√1
2πτ exp³
−2σ1” [pt(z) − Pt]2´
f (Ptp pt(z)) = 1
√2πσ exp µ
− 1 2σ2
h³
Pt− Pt
´i +σ
τ (pt(z) − Pt)
¶2
Qualche passaggio di algebra consente di mostrare che il termine all’esponente pu`o essere semplificato, ottenendo
σ2+ τ2 σ2τ2
∙
Pt2+ τ2 σ2+ τ2Pt
2+ σ2
σ2+ τ2pt(z)2− 2Pt
µ τ2
σ2+ τ2Pt+ σ2
σ2+ τ2pt(z)
¶¸
ovvero
σ2+ τ2 σ2τ2
∙ Pt−
µ τ2
σ2+ τ2Pt+ σ2
σ2+ τ2pt(z)
¶¸2
e quindi
f (Ptp pt(z)) = 1
2πτ2σ2 exp
"
−1 2
σ2+ τ2 σ2τ2
∙ Pt−
µ σ2
σ2+ τ2pt(z) + τ2 σ2+ τ2Pt
¶¸2#
il che significa
E [Ptp pt(z)] = σ2
σ2+ τ2pt(z) + τ2
σ2+ τ2Pt= (1 − ϑ) pt(z) + ϑPt
V ar [Ptp pt(z)] = σ2τ2
σ2+ τ2 = ϑσ2 con ϑ =¡
1 + σ2/τ2¢−1
. Si osserva che:
1f (A p B) = f (A,B)f (B)
• τ2 −→ 0, E (Ptp pt(z)) −→ pt(z) e V ar (Ptp pt(z)) −→ 0
• τ2 −→ ∞, E (Ptp pt(z)) −→ Pt poich´e ϑ −→ 1
2 Il modello macroeconomico
• Offerta aggregata:
Nel paragrafo precedente abbiamo mostrato che la soluzione del problema di es- trazione del segnale consente di scrivere l’offerta dell’impresa z
yt(z) = γ [pt(z) − E(Ptp It(z))]
nella forma
yt(z) = γh
pt(z) − (1 − ϑ) pt(z) + ϑPt
i
Aggregando su tutte le imprese si pu`o calcolare il livello di produzione aggregato nell’economia
yt=R
zyt(z) dz = γϑ
∙
Pt−P−t
¸
ove Pt = E [Ptp I(t − 1)] . Questa `e una Curva di Phillips (ricordate che yt(z) misura le deviazioni della produzione dal livello di pieno impiego) in cui solo errori nelle aspettaive influenzano le deviazioni della produzione aggregata dal livello di pieno impiego.
• Domanda aggregata:
Ipotizziamo che la domanda aggregata sia semplicemente (come la domanda ag- gregata nel libro di Blanchard), in logaritmi
yt= mt− Pt
• L’equilibrio nel mercato dei beni, cio`e domanda aggregata uguale offerta aggre- gata richiedono che il livello dei generale prezzi nell’economia sia
Pt= 1 1 + γϑ
h
mt+ γϑPti
Ora ricorda che P = E [Ptp I(t − 1)] e calcola, assumedo ”aspettative razionali”2, E [Ptp I(t − 1)]
E [Ptp I(t − 1)] = 1
1 + γϑ[mt+ γϑE [Ptp I(t − 1)]]
= E [mtp I(t − 1)]
Sostituendo questa espresisone per le aspettative nella curva di offerta otteniamo yt= π (mt− E [mtp I(t − 1)])
ove π = 1+γϑγϑ .
• la componente della politica monetaria che `e anticipata (mt= E [mtp I(t − 1)]) non ha alcun effetto reale
• la componente non anticipata ha effetti reali che dipendono da π
• σ2= V ar [Ptp I (t − 1)] = (1 + γϑ)−2V ar (mt)
— per V ar (mt) −→ ∞, π −→ 0 per ogni τ2
— per τ2−→ 0 π, −→ 0 per ogni valore della V ar (mt)
In conclusione vi sono due fonti di incertezza nell’economia descritta da Lucas:
• incertezza strutturale, rappresentata da τ2. Questa `e una caratteristica dell’economia, indipendente dalla politica monetaria adottata,
• incertezza derivante dalla volatilit`a della politica monetaria, rappresentata da V ar (mt) .
Un conclusione di questo modello `e che le stime degli effetti reali della politica monetaria non sono attendibili perch`e dipendono dalla volatilit`a della politica mone- taria nel particolare campione usato per la stima. Se cambia la volatilit`a della politica monetaria–ad esempio se la banca centrale volesse divenire pi`u attiva–l’effetto reale di ogni innovazione monetaria diminuirebbe. Questa `e quella che viene chiama la Critica di Lucas ai modelli econometrici.
2Per farlo ricorda che per calcolare in modo ”razionale” il valore atteso di Pt la cosa da fare `e utilizzare la condizione che determiner`a il prezzo di equilibrio nel periodo t.
3 Aspettative razionali vs Aspettative adattive
Studiamo ora come cambierebbe il risultato se, anzich`e l’ipotesi di aspettative razion- ali, avessimo usato l’ipotesi di aspettative adattive, cio`e:
Pte= Pt−1e + β£
Pt−1− Pt−1e ¤
con 0 < β < 1
ove Pte= E [Pt|It]
La soluzione per Pte`e (usando l’operatore ritardo Lx(t) = x(t − 1)) [1 − (1 − β)L] Pte = βPt−1 =⇒ Pte= 1−(1−β)Lβ Pt−1
= βP∞
0i(1 − β)iPt−1−i Ora introduciamo questa ipotesi sulle aspettaive nella funzione di offerta:
yt= π(Pt− Pte)
yt= π(Pt−1−(1−β)LβL Pt)
yt= (1 − β) yt−1+ π(Pt− Pt−1)
Osservato che in questo caso, cio`e con aspettaive adattive, controllando (Pt− Pt−1)
`
e possibile controllare esattamente yt, cio`e mantenere il livello di produzione sempre al livello di pieno impiego.