Een langdurig lage rente, zoals in Japan en mogelijk nu in Europa, tast het economische groeipotentieel aan. Structurele hervorming is wenselijker dan monetaire verruiming.
ESB Monetair
monetair
Langdurig lage
rente kan groeipotentieel
schaden
Uit schatting van een tijdreeksmodel blijkt dat een langdurig lage
reële rente een negatief effect kan hebben op potentiële economische groei. Vooral in Japan zijn daar aanwijzingen voor. Dit laat
zien dat expansief monetair beleid zijn beperkingen heeft.
jan willem
van den end
Econoom bij De Nederlandsche Bank
marco
hoeberichts
Econoom bij De Nederlandsche Bank
750
D
e reële rente is in de afgelopen decennia
wereldwijd gedaald en die daling is in de
crisis versneld (Blanchard et al., 2014).
Dit roept de vraag op of het economische groeipotentieel op de lange termijn
is gedaald. Deze daling zou kunnen lopen via de natuurlijke
rente, ofwel de rente waarbij investeringen en besparingen
in een economie in evenwicht zijn en de economie haar potentieel volledig benut. Het niveau van de natuurlijke rente
hangt nauw samen met de trendgroei van het potentiële bbp.
De lage reële rente zou een aanwijzing kunnen zijn dat de natuurlijke rente, en dus het groeipotentieel van de economie, in
werkelijkheid lager is dan die waarmee beleidsmakers werken
in economische modellen.
De vraag of het economische langetermijngroeipotentieel is gedaald, raakt de kern van het actuele debat over seculaire stagnatie. Deze theorie veronderstelt dat de natuurlijke rente negatief is geworden. De reële rente kan echter niet dalen
tot het evenwichtsniveau, omdat de beleidsrente van centrale
banken niet zo ver omlaag kan. De economie kampt in deze
situatie daarom met een chronisch vraagtekort (besparingen
overtreffen de investeringen) waardoor langdurige stagnatie
optreedt. Sommige economen menen dat de westerse economie zich momenteel in een toestand van seculaire stagnatie
bevindt en dat zowel fiscale als monetaire verruiming noodzakelijk is om groeipotentieel weer ten volle te realiseren (Teulings en Baldwin, 2014). Maar als reële rentes de natuurlijke
rente en het groeipotentieel kunnen verlagen, dan kan mone-
taire verruiming schadelijk zijn.
Sommige economen zien de daling van de reële rente inderdaad als indicatie voor een trendmatige daling van de natuurlijke rente (Blanchard et al., 2014). Andere gaan een stap
verder en concluderen dat de daling van de reële rente een
oorzakelijk verband heeft met de natuurlijke rente en dus met
de potentiële economische groei (Borio en Disyatat, 2014).
Kader 1 beschrijft een aantal kanalen waarlangs het verband
kan bestaan. Een dergelijk causaal verband tussen de reële
marktrente en de natuurlijke rente is statistisch echter nog
niet aangetoond. Schatting van een klein macro-economisch
model, dat is uitgebreid met een mogelijke interactie tussen
reële rente en natuurlijke rente, geeft meer empirisch inzicht
in de vraag of het economische groeipotentieel blijvend is gedaald.
Theoretische verband
Voor het schatten van het verband tussen de potentiële economische groei en de reële rente wordt een klein macro-economisch model gebruikt. Dit is gebaseerd op het standaardmodel van Laubach en Williams (2003). De bouwstenen
daarvan worden onder andere door centrale banken gebruikt
om beleidsvragen te simuleren en het is ook voor onze onderzoeksvraag nuttig. Het model bestaat uit een aanbodvergelijking voor de potentiële groei en een vraagvergelijking (IScurve), die bij de natuurlijke rente in evenwicht zijn. Daarbij
wordt omwille van de eenvoud van het model verondersteld
dat de potentiële economische groei onafhankelijk is van de
reële rente. Het groeipotentieel (y*) wordt bepaald door de
trendmatige groeivoet g:
y*t = y*t–1 + g t–1 + ε1,t
g t = g t–1 + ε2 ,t
(1)
(2)
De trendgroei bepaalt ook de natuurlijke rente (r*):
r*t = c g t–1 + zt
(3)
De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
Jaargang 99 (4699 & 4700) 18 december 2014
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.
Monetair ESB
Waarbij zt de overige determinanten van de natuurlijke rente
weerspiegelt, zoals de tijdsvoorkeur van huishoudens. In het
model is de coëfficiënt c (die de natuurlijke rente koppelt aan
de trendgroei) ongeveer 1, wat betekent dat de natuurlijke
rente bijna gelijk is aan de trendgroei (indien zt een restterm
is met een verwachte waarde van nul). De natuurlijke rente
en de potentiële groei zijn beide onderdeel van de vraagcurve
(IS-curve),
~*
t
y = Ay(L)~ *t-1 + Ar(L)(rt –1 – r*t –1) + ε3,t
y
(4)
y
met ~ *t = (yt – yt) de outputgap, yt de reële bbp-groei en r de
r
 eële rente. Figuur 1 toont de IS-curve. Het dalende beloop
van de curve weerspiegelt het negatieve verband tussen bestedingen en de reële rente. De verticale lijn S1 is de aanbodcurve, ofwel de potentiële groei, die volgens vergelijking (1)
onafhankelijk is van de rente. In het snijpunt van de IS-curve
en de aanbodcurve is de reële marktrente gelijk aan de natuurlijke rente r*. We breiden het standaardmodel uit met de veronderstelling dat de reële rente r de trendgroei g beïnvloedt:
g t = β g t–1 + αr rt + ε4 ,t
(5)
Deze extensie is geen onderdeel van het standaardmodel,
kader 1
Transmissiekanalen
Determinanten van de natuurlijke rente
S3
Reële rente
Het oorzakelijke verband tussen de reële en natuurlijke
rente kan via verschillende kanalen lopen. Een langdurig
lage reële rente kan leiden tot misallocatie van productiefactoren op goederen- en dienstenmarkten, waardoor de
productiviteit in de economie afneemt. Chio et al. (2014)
laten in een algemeen evenwichtsmodel zien dat een
dalende reële rente minder productieve investeringen
uitlokt, waardoor de gemiddelde investeringskwaliteit
afneemt en daarmee de potentiële economische groei.
Op financiële markten stimuleert een lage reële rente de
vermogensprijzen en kunnen zeepbellen ontstaan, met
schadelijke effecten op de economie als ze knappen. Borio
en Disyatat (2014) wijzen erop dat in die omstandigheden
meestal ook schulden stijgen, waardoor de economie in
een schuldenval kan belanden. Dit zal de centrale bank
ervan weerhouden om de rente te verhogen en leidt in hun
ogen tot een structurele daling van de marktrente.
Via het bankleenkanaal werkt een lage reële rente het
doorrollen van leningen aan insolvabele bedrijven in de
hand, waardoor een herstructurering van zulke bedrijven
wordt uitgesteld. Caballero et al. (2008) vinden dat na
het knappen van de onroerendgoedzeepbel in Japan eind
jaren negentig de banken aan wankele bedrijven bleven
lenen. Dit hield niet-productieve bedrijven in leven en
ondermijnde daarmee de productiviteit in de economie.
Een ander financieel kanaal loopt via de risicopremie. Een
hoge risicoaversie kan de reële rente verlagen via een negatieve termijnpremie in de rente op staatsobligaties. De
risicoaversie veroorzaakt een daling van consumptie en
investeringen, waardoor de potentiële groei wordt aangetast (De Fiore en Tristani, 2011).
Het is aannemelijk dat de causaliteit ook andersom loopt
en dat de natuurlijke rente de reële rente beïnvloedt. De
natuurlijke rente kan namelijk worden beschouwd als de
langetermijnwaarde waarnaar de marktrente beweegt.
Een kanaal voor deze beweging is dat verwachte investeringsrendementen (in casu de ex-ante reële rente) zich
aanpassen aan de potentiële outputgroei (in casu de natuurlijke rente). Op die manier wordt de reële rente gedreven door verwachtingen over de outputgroei.
S1
figuur 1
S2
r*
IS curve
Bbp
Verloop van de reële (r) en de natuurlijke rente (r*) figuur 2
8
In procenten
6
4
2
0
-2
1990
1995
Dui_r
Jap_r
2000
VS_r
2005
Dui_r*
De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
Jaargang 99 (4699 & 4700) 18 december 2014
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.
2010
Jap_r*
VS_r*
751
ESB Monetair
Reactie natuurlijke rente op schok in reële rente
figuur 3
Respons in procenpunten
Respons in procenpunten
0,25
0,25
0,20
0,20
0,15
0,15
0,10
0,10
0,05
0,05
0
0
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
0
1
2
3
4
Dui
5
6 Jap
7
8 VS 9
10
11
12
VS
Jap
Dui
Respons in procentpunten
Respons in procentpunten
Reactie reële rente op schok in natuurlijke rente
0,25
figuur 4
0,25
0,20
0,20
0,15
0,15
0,10
r*t = α10 + α11 rt –1 + α12 zt –1 + ε1t
rt = α20 + α21 r*t –1 + α22 zt –1 + ε2t
0,10
0,05
(6)
0,05
0
0
-0,05
-0,05
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
0
1
2
3
4
Dui
5
6
Jap
7
8
9
10
11
12
Dui
Jap
VS
VS
maar de bouwers ervan opperen dat de potentiële outputgroei afhankelijk kan zijn van de reële rente (Williams, 2003).
Deze afhankelijkheid kan langs de genoemde kanalen tot
stand komen. Via de trendgroei bepaalt de reële rente ook de
potentiële groei (vergelijking (1)) en daarmee de natuurlijke
rente (vergelijking (3)). Het teken en de omvang van dit effect
komt tot uiting in coëfficiënt αr. Als αr positief is dan stijgt de
aanbodcurve (S2) en bij een negatieve αr daalt de aanbodcurve
(S3). Getest wordt of de coëfficiënt αr significant is en of het
verband tussen de reële rente en de natuurlijke rente positief
dan wel negatief is. Als β = 1 en αr = 0 dan is het geschatte
model gelijk aan vergelijking (2) van het standaardmodel.
Empirisch onderzoek
Omdat de natuurlijke rente niet waarneembaar is, worden in
de literatuur verschillende benaderingen gebruikt. Soms zijn
dit theoretische algemene evenwichtsmodellen en soms empirische methoden op basis van marktverwachtingen. In deze
verwachtingen is – zo is de gangbare veronderstelling – alle
informatie over de drijvende factoren van de economische
langetermijngroei verwerkt, die volgens ons model een reflectie is van de natuurlijke rente. Als bron wordt enquête-informatie gebruikt die is verzameld door Consensus Economics,
met marktverwachtingen over de economische groei vijf tot
752
tien jaar vooruit. Dit is de hier gehanteerde benadering voor
r*. Hierbij wordt uitgegaan van de gemiddelde verwachte
waarde, waarbij de onzekerheid vanzelfsprekend groot is vanwege de lange voorspelhorizon. Daar staat tegenover dat deze
methode meer vooruitblikkend is dan theoretische methoden
die zich baseren op parameters uit het verleden, die mogelijk
geen rekening houden met de kans op seculaire stagnatie. Dezelfde bron geeft de verwachte inflatie vijf tot tien jaar vooruit. Hiermee wordt de nominale tienjaarsrente op staatsobligaties gecorrigeerd om de ex-ante reële rente (r) af te leiden.
Figuur 2 laat zien dat de natuurlijke rente een neerwaartse
trend heeft in Japan, en in mindere mate ook in Duitsland.
De Amerikaanse natuurlijke rente heeft pas sinds het begin
van deze eeuw een neerwaartse trend, na een duidelijke stijging eind jaren negentig. De reële rente daalt in alle drie de
landen sinds het beginpunt van de reeksen (figuur 2). Het uiteenlopen van r* en r in de VS begin deze eeuw is mogelijk te
herleiden tot de toenmalige euforie over de nieuwe economie
(ICT-hausse) die het groeipotentieel zou verhogen, maar niet
tot uiting kwam in de reële rente.
De significantie en het teken van het verband tussen de
reële rente (r) en de natuurlijke rente (r*) wordt getoetst met
een VAR-model (vector autoregressive):
Gekozen is voor een VAR-model model omdat dit gezien zijn ontwerp rekening houdt met de wederzijdse afhankelijkheid van de twee variabelen. Als strategie om de schokken exogeen te maken, worden de residuen ontbonden met
de Cholesky-methode. Hierbij wordt verondersteld dat de
natuurlijke rente de reële rente gelijktijdig en met een vertraging beïnvloedt, terwijl de reële rente de natuurlijke rente
alleen vertraagd beïnvloedt. Hierdoor kan worden bekeken
hoe een exogene schok in de ene rentevariabele doorwerkt in
de andere variabele. Uit deze schokreactie worden de significantie en het teken van het verband tussen de reële rente en
de natuurlijke rente afgelezen. Behalve de reële en de natuurlijke rente nemen we een aantal andere macro-economische
controlevariabelen (z), die kortetermijnfluctuaties in de rente
kunnen verklaren, op in het model. Op die manier houdt het
model rekening met gemeenschappelijke oorzaken van de
renteniveaus.
Uitkomsten
De ontwikkeling van de natuurlijke rente na een schok in de
reële rente en vice versa in Japan laat zien dat beide variabelen significant en positief op elkaar reageren (figuren 3 en
4). De schokken hebben een vrij langdurig effect en zijn ook
economisch substantieel; een schok op de reële rente met 1
standaarddeviatie (ofwel 0,25 procentpunt) leidt tot een verandering van de natuurlijke rente met 0,11 procentpunt een
jaar later. Ook in Duitsland en de VS reageert de natuurlijke
rente positief op een schok in de reële rente. Bij een 95-procentsbetrouwbaarheidsinterval is dit effect voor Duitsland
grenssignificant, maar niet significant voor de VS. Op basis
van de positieve schokeffecten kan worden geconcludeerd dat
de coëfficiënt αr uit vergelijking (5) positief is en de aanbod-
De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
Jaargang 99 (4699 & 4700) 18 december 2014
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.
Monetair ESB
curve een stijgend verloop heeft, zoals S2 in figuur 1. De resultaten zijn in lijn met Burns en Reid (2014), die op basis van
historische rentereeksen van twintig ontwikkelde landen concluderen dat lage reële rentes meestal gepaard gaan met lage
economische groei. Het omgekeerde verband dat loopt van
de natuurlijke rente naar de reële rente is ook significant voor
Japan en Duitsland en het effect is tevens substantieel (figuur
4). In het geval van Duitsland leidt een schok op de natuurlijke rente met 1 standaarddeviatie (ofwel 0,16 procentpunt)
tot een verandering van de reële rente met 0,21 procentpunt
na drie jaar.
In Van den End en Hoeberichts (2014) wordt getoond
dat de uitkomsten robuust zijn voor modelschattingen met
een alternatieve benadering voor de natuurlijke rente (de
ren – zijn beperkingen kent. Het kan immers contraproductief uitwerken op de economische groei op de lange termijn.
B
 ovendien kan het monetaire beleid in een lagerente-omgeving minder effectief worden. Het stimulerende effect ervan
hangt namelijk samen met het verschil tussen de reële rente
en de natuurlijke rente. Als de laatste daalt, bijvoorbeeld door
mis llocatie-effecten, moet de reële rente nog verder dalen
a
om eenzelfde effect te sorteren. Ten slotte kan worden geconcludeerd dat beleid gericht op versterking van het economische groeipotentieel (in onze benadering gelijk aan verhoging
van de natuurlijke rente) wenselijker is dan beleid gericht op
verlaging van de reële rente (bijvoorbeeld door verhoging van
de inflatieverwachtingen). Dit laatste kan immers een contraproductief effect hebben op het groeivermogen. Versterking
van het groeipotentieel kan worden bereikt door structurele
hervorming van arbeids-, product- en financiële markten,
waardoor nieuwe dynamiek kan vrijkomen. Daarbij is versterking van de bankensector van belang voor een goede allocatie
van productiefactoren.
expansief monetair beleid
kan contraproductief uitwerken
op de economische groei
op de lange termijn
trendgroei op basis van een macromodel in plaats van de enquête-informatie). Ook zijn de uitkomsten robuust voor de
opname van controlevariabelen in het model; als het model
wordt uitgebreid met de werkloosheidsvoet en industriële
productiegroei veranderen de resultaten niet of nauwelijks.
De verschillen in de uitkomsten tussen de drie landen
wijzen op fundamentele verschillen in de kanalen waarlangs
de reële rente de natuurlijke rente beïnvloedt. Dat het effect
het meest pregnant is in Japan is te herleiden tot de langdurige periode van ultralage reële rentes, waardoor een mogelijke
misallocatie van productiefactoren het meest waarschijnlijk
is. Hieraan heeft de zwakke Japanse bankensector via het
bankleenkanaal waarschijnlijk bijgedragen. In de VS is de gezondmaking van de banken in 2008–2009 wel voortvarend
aangepakt, wat kan verklaren dat in de VS geen significant
verband wordt gevonden tussen de reële rente en de natuurlijke rente. In het eurogebied zijn problemen bij de banken niet
in alle landen even voortvarend aangepakt, wat aanleiding
kan hebben gegeven tot misallocatie via het bankleenkanaal
en het grenssignificante verband tussen de natuurlijke rente
en de reële rente in Duitsland kan verklaren.
Literatuur
Blanchard, O., D. Furceri en A. Pescatori (2014) A prolonged period of low real interest rates?
In: Teulings, C. en R. Baldwin (red.) Secular stagnation: facts, causes and cures. Londen: CEPR
press.
Borio, C. en P. Disyatat (2014) Low interest rates and secular stagnation: is debt a missing
link? VoXEU, 25 juni 2014.
Burns, N. en J. Reid (2014) Long-term asset return study, bonds: the final frontier? Frankfurt aM:
Deutsche Bank.
Caballero, R., T. Hoshi en A. Kashyap (2008) Zombie lending and depressed restructuring in
Japan. American Economic Review, 98(5), 1943–1977.
Chio, B.D., T.M. Eisenbach en T. Yorulmazer (2014) Watering a lemon tree: How heterogeneous
risk taking impairs monetary policy transmission. Ongepubliceerd document bij de Federal Reserve Bank of New York.
De Fiore, F. en O. Tristani (2011) Credit and the natural rate of interest. Journal of Money,
Credit and Banking, 43(2-3), 407–437.
End J.W. van den, en M.M. Hoeberichts (2014) Low real rates as driver of secular stagnation:
empirical assessment, DNB Working Paper, 444.
Laubach, T. en J.C. Williams (2003) Measuring the natural rate of interest. The Review of
Beleidsimplicaties
Economics and Statistics, 85(4), 1063–1070.
De uitkomsten ondersteunen de hypothese dat een langdurige periode met lage reële rentes, zoals in Japan, het economische groeipotentieel aantast. Voor de centrale bank betekent dit dat expansief monetair beleid – waarmee tijd wordt
gekocht voor andere partijen om aanpassingen door te voe-
Teulings, C. en R. Baldwin (2014) Oorzaken van en remedies voor seculaire stagnatie. ESB,
99(4697), 4680–4683.
Williams, J.C. (2003) The natural rate of interest. Economic Letter, 2003-32, Federal Reserve
Bank of San Francisco.
De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
Jaargang 99 (4699 & 4700) 18 december 2014
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.
753