WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Консорциум экономических исследований и образования Серия "Научные доклады" Правила денежно-кредитной политики Банка России а б в г А.Г. Вдовиченко В.Г. Воронина Научный доклад № 04/09 Проект (№

02-230) реализован при поддержке Консорциума экономических исследований и образования Мнение авторов может не совпадать с точкой зрения Консорциума Доклад публикуется в рамках направления Макроэкономика и финансовые рынки © А.Г. Вдовиченко, В.Г. Воронина 2004 Классификация JEL: E52 ВДОВИЧЕНКО А.Г., ВОРОНИНА В.Г. Правила денежно-кредитной политики Банка России. — Москва: EERC, 2004. — 56 с.

Исследование посвящено анализу политики Банка России в пост-кризисный период. Основное внимание уделяется эконометрической оценке правила, описывающего поведение денежных властей. С этой целью строится модель, представляющая функцию реакции Центрального банка на отклонение фак тической динамики различных целевых переменных от их желаемых значе ний ("правило денежно-кредитной политики"). Модель затем оценивается с использованием различных методов (GMM, OLS и TSLS). Одна из модифика ций представляет собой систему одновременных уравнений, описывающую динамику интервенций на валютном рынке и операций по стерилизации из быточной ликвидности, осуществляемых Банком России.

Результаты эмпирического анализа подтверждают предположения, сделанные авторами в первой части работы на основе качественной характеристики це лей и принципов денежно-кредитной и валютной политики в 1999–2003 гг.

Вопреки общепринятым принципам регулирования денежной сферы, основ ным инструментом политики Центрального банка на протяжении пост кризисного периода являлась не процентная ставка, а денежное предложе ние. При этом, несмотря на формально декларируемую приоритетность анти инфляционной политики, действия Банка России были в большей степени на правлены на сглаживание динамики реального обменного курса, чем на сни жение инфляции.

Ключевые слова. Россия, Банк России, денежно-кредитная политика, правило денежно-кредитной политики, валютная политика, интервенции, стерилизация.

Благодарности. Авторы выражают глубокую признательность Майклу Бинстоку, Владимиру Попову и Войцеху Харемзе, а также другим участникам научных семинаров EERC, за ценные комментарии и предложения в ходе проведения исследования.

Анна Геннадьевна Вдовиченко Виктория Геннадиевна Воронина Эксперты "Экономической экспертной группы" 103012 Москва, Ветошный пер. 5/4, оф. 206– Тел.: +7 (095) 956 82 Факс: +7 (095) 956 63 E-mail: anna@eeg.ru, vika@eeg.ru СОДЕРЖАНИЕ ОСНОВНЫЕ ПРЕДПОСЫЛКИ И ВЫВОДЫ 1. ОБЗОР ЛИТЕРАТУРЫ 2. ХАРАКТЕРИСТИКА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ 3. ВИД ПРАВИЛА БАНКА РОССИИ 4. ОЦЕНКА ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ 4.1. Описание данных 4.2. Результаты оценивания 5. ЗАКЛЮЧЕНИЕ ПРИЛОЖЕНИЯ П1. Описание переменных П2. Результаты оценок моделей СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ УКАЗАТЕЛЬ ТАБЛИЦ Таблица 1. Резервные требования Таблица 2. Динамика денежной базы (млрд. рублей) Таблица П1. Модель правила денежно-кредитной политики, оцененной GMM (инструмент — денежная база, переменная экономической активности — реальный ВВП) Таблица П2. Уравнение правила денежно-кредитной политики, оцененной GMM, в виде forward-looking Таблица П3. Уравнение правила денежно-кредитной политики, оцененного OLS Таблица П4. Модель инфляции, используемая для оценки правила денежно-кредитной политики методом OLS Таблица П5. Модель ВВП, используемая для оценки правила денежно-кредитной политики методом OLS Таблица П6. Модель реального обменного курса, используемая для оценки правила денежно-кредитной политики методом OLS Таблица П7. Модель правила денежно-кредитной политики, оцененного в виде двух уравнений (интервенции и стерилизации) Таблица П8. Модель правила денежно-кредитной политики, оцененной GMM (инструмент — ставка МБК) Таблица П9. Модель правила денежно-кредитной политики, оцененной GMM (инструмент — денежная база, целевая переменная роста экономики — ВВП), с корректированной автокорреляцией ошибок Таблица П10.Модель правила денежно-кредитной политики, оцененной GMM (инструмент — денежная база, целевая переменная роста экономики — выпуск базовых отраслей), с корректированной автокорреляцией ошибок Таблица П11.Модель правила денежно-кредитной политики, оцененной GMM (инструмент — денежная база, целевая переменная экономической активности — рост занятости) УКАЗАТЕЛЬ РИСУНКОВ Рис. 1. Динамика ставки рефинансирования и инфляции в 2000–2003 гг. Рис. 2 Динамика основных процентных ставок в 2000–2003 гг. Рис. 3. Динамика компонентов денежной базы в 1999–2003 гг. Рис. 4. Динамика экономического роста (GDPYGRSA) и безработицы (UNEMPLSA) в 2000–2003 гг. ОСНОВНЫЕ ПРЕДПОСЫЛКИ И ВЫВОДЫ ОСНОВНЫЕ ПРЕДПОСЫЛКИ И ВЫВОДЫ Согласно традициям, практике, экономической теории и законода тельству, основной задачей, стоящей перед современными цен тральными банками, является контроль и регулирование денежных и финансовых потоков в экономике с целью обеспечения стабиль ной стоимости национальной валюты, т.е. низкой и ровной инфля ции. Такая задача максимально отвечает интересам экономики и возможностям самих денежных властей.

Эффективному выполнению центральным банком своих функций не в последнюю очередь способствует проведение политики, основан ной на четких принципах, т.е. политики, ориентированной на дос тижение заданных целевых показателей и предусматривающей вполне определенную реакцию на стандартные ситуации. Исследо вания, проведенные для различных стран, подтвердили, что на практике центральные банки действительно во многом следуют не которому набору предопределенных заранее правил, реагируя на различные шоки макроэкономики.

Основная задача, стоявшая перед авторами данной работы, заклю чалась в том, чтобы попытаться выяснить, существует ли подобное правило в случае России. Какими целями руководствуется Банк России на практике при регулировании денежной сферы? Совпада ют ли они с декларируемыми? Какая из них является приоритетной?

Таким образом, цель исследования состояла в эконометрической оценке "правила денежно-кредитной политики" и изучении его ха рактеристик. Подобное "правило" (monetary policy rule), по сути, представляет собой функцию реакции, отражающую зависимость колебаний переменной основного инструмента политики Банка Рос сии в ответ на отклонение фактической динамики целевых пере менных от их желаемого значения.

Определение правила для России представляет безусловный инте рес. С одной стороны, Центральный банк России (ЦБР) пытается следовать наперед заданным ориентирам — в докризисный период акцент делался на ограничении темпов прироста денежного пред ложения, впоследствии внимание сместилось в сторону борьбы с инфляцией, — с другой, его политика во многом является дискре ционной, т.е. в случае целесообразности ЦБР допускает отклонение от заявленных ориентиров.

ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Интерес представляет не только факт наличия "правила", но его свойства. Так, в качестве расширения стандартного подхода, при котором в целевую функцию центрального банка входят инфляция и выпуск, в рассмотрение был включен также обменный курс. Та кое решение обусловлено чрезвычайно сильным воздействием ди намики последнего на состояние денежной сферы в России, про цесс финансовой стабилизации и формирование инфляционных процессов. Неслучайно успех политики Центрального банка и Пра вительства в 1995–1997 гг. и нормализация макроэкономической ситуации во многом опирались именно на курсовую политику.

В пост-кризисный период, несмотря на принятие режима плаваю щего валютного курса, Банк России продолжал тщательно отслежи вать динамику обменного курса, и валютная политика сохранила свое определяющее значение.

Второе отличие от стандартного подхода состояло в выборе инстру мента (оперативной цели) денежной политики. Большинство цен тральных банков используют в качестве инструмента процентные ставки по своим операциям. В случае Банка России учетная ставка имеет во многом номинальный статус — механизм рефинансирова ния на практике не работает, и Центральный банк пока не стремит ся его задействовать. В целом вплоть до недавнего времени про центная политика имела ограниченный формат и была низкоэффек тивной. Промежуточной же целью служил показатель денежной массы, оперативной — денежной базы.

Третьей особенностью России является резкое изменение принци пов и условий осуществления денежно-кредитной политики в ре зультате кризиса августа 1998 г. В этом смысле использование од них и тех же эконометрических уравнений для двух периодов — до и после кризиса — некорректно. Поэтому временной интервал ис следования был ограничен пост-кризисным периодом 1999–2003 гг.

Эмпирическая оценка правила, описывающего поведение Банка России, проводилась с использованием альтернативных методов.

Подобный подход к проблеме был связан с тем, что каждый отдель но взятый метод характеризовался рядом серьезных недостатков (в том числе, в силу ограниченного временного отрезка и, соответ ственно, количества наблюдений, а также в силу недостатка и, в отдельных случаях, низкого качества информации). Таким образом, полученные результаты могли быть грубыми или даже ошибочны ми. Применение различных методологий давало возможность про верить справедливость оценок и сделать объективные выводы.

В первой части нашего исследования мы использовали стандартный подход к оценке правила денежно-кредитной политики: обобщен ОСНОВНЫЕ ПРЕДПОСЫЛКИ И ВЫВОДЫ ный метод моментов и метод наименьших квадратов. Далее мы по строили функцию реакции ЦБР в виде системы двух уравнений, от ражающих согласованную динамику таких инструментов денежно кредитной политики, как интервенции на валютном рынке и опера ции по стерилизации избыточной ликвидности. Моделирование правила в виде системы, описывающей поведение интервенций и стерилизации, является четвертой особенностью нашего исследо вания. Следует отметить, что оценка правила в подобной форме пока не имеет аналогов в мировой практике.

В результате, расчеты показали, что денежно-кредитная политика Банка России на протяжении пост-кризисного периода, несмотря на сложность ситуации и действие многих факторов, в общем, не была дискреционной, а напротив, носила вполне четкую направленность.

Мы не можем утверждать, что Центральный банк в своей деятель ности руководствовался полученными нами правилами, но устойчи вость соотношений в различных спецификациях позволяет с уве ренностью сделать вывод о том, что при проведении политики де нежные власти ориентировались на целевые значения трех основ ных показателей — инфляции, темпов экономического роста и об менного курса. Такой подход соответствует теории и практике де нежно-кредитного регулирования, однако, в некоторой степени противоречит официальным заявлениям денежных властей о при оритетности борьбы с инфляцией.

Особенностью России является тот факт, что, вплоть до недавнего времени, основными инструментами денежно-кредитного регулиро вания выступали, с одной стороны, интервенции Центрального бан ка на валютном рынке, а с другой, стерилизационные мероприятия денежных властей. Ситуация при этом осложнялась тем, что по следнюю функцию с разной интенсивностью в разное время выпол няли Банк России и бюджет. Возможность с помощью указанных операций регулировать уровень ликвидности в экономике и влиять на темпы инфляции, как правило, оказывалась низкой. Анализ ди намики денежной базы показывает, что изменения последней дей ствительно отличались неравномерностью. Наше исследование под тверждает, что для повышения эффективности денежно-кредитной политики Банку России необходимо расширять набор инструментов и увеличивать роль процентных ставок.

Определенные шаги в указанном направлении уже были сделаны.

Однако до сих пор Центральному банку не удавалось в полной мере использовать вновь введенные в практику инструменты. Тем не ме нее, 2003 г. в определенном смысле можно считать переломным.

ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Еще одной особенностью российской ситуации является тот факт, что в дополнение к двум основным целевым показателям — инфля ции и ВВП, Центральный банк России при проведении своей поли тики принимает в расчет поведение обменного курса. Как следует из полученных зависимостей, динамика курса рубля является одной из целевых переменных в правиле денежной политики и, более то го, выступает определяющим фактором в уравнении, описывающем поведение Банка России на валютном рынке.

Такая ситуация характерна для стран с высоким уровнем открыто сти экономики (т.е. ориентированных на экспорт и имеющих значи тельную долю импортной составляющей в потреблении). К их числу может быть отнесена и Россия. Не случайно, параллельно с основ ной задачей поддержания низкого уровня инфляции перед Цен тральным банком России неизменно стояла задача регулирования динамики обменного курса.

Другое дело, что Центральный банк неоднократно делал заявления о приоритетности борьбы с инфляцией. В отношении регулирования динамики обменного курса его официальная позиция была скорее сдержанной: препятствуя повышательному давлению на рубль со стороны рекордно высоких цен на нефть — фактора, носящего, по мнению большинства экспертов, временный характер, — Банк Рос сии допускал его укрепление в соответствии с динамикой фунда ментальных показателей.

Результаты анализа, однако, позволяют сделать несколько иные выводы. Устойчивая и выраженная зависимость регулирующих дей ствий Центрального банка от динамики обменного курса, и тот факт, что при оценивании системы уравнений для интервенций и стерилизации в отдельности оказалось, что именно валютная поли тика находилась в центре внимания денежных властей, в то время как регулирование денежной сферы и инфляции носило производ ный характер, дают основания предположить, что на практике масштабы вмешательства Центрального банка в динамику обменно го курса не ограничивались сглаживанием колебаний, а зачастую оказывались более значительными.

Возникает вопрос, насколько оправдана такая политика? В исполь зуемые нами уравнения инфляции и ВВП обменный курс не входит явным образом. Вместе с тем, такой результат может быть следст вием резкого изменения расклада сил и тенденций на мировом ва лютном рынке в последние полтора года. Мы делаем подобное предположение исходя из того, что вплоть до недавнего времени динамика обменного курса рубля по отношению к доллару США ОСНОВНЫЕ ПРЕДПОСЫЛКИ И ВЫВОДЫ служила одной из ключевых переменных, оказывавших влияние на состояние денежной сферы и характер инфляционных процессов.

Что касается темпов экономического роста, то здесь зависимость от обменного курса является еще более сложной и неоднозначной. Ук репления рубля, во-первых, снижает относительные цены на им портные товары, во-вторых, уменьшает издержки российских про изводителей при использовании импортных сырья, комплектующих и оборудования, и, в-третьих, увеличивает покупательную способ ность внутреннего спроса. Кроме того, реальное укрепление рубля вызывает переток ликвидных ресурсов от секторов, более подвер женных международной конкуренции, к секторам, менее подвер женным такой конкуренции. Соответственно, его эффект на выпуск может быть как положительным, так и отрицательным.

Политика сдерживания укрепления рубля посредством наращива ния резервов имеет значительные побочные эффекты в средне срочной перспективе. Тем не менее, волатильность реального об менного курса скажется на долгосрочном экономическом росте оп ределенно негативно. Поэтому временные колебания курса, свя занные с краткосрочными изменениями капитальных потоков и ми ровых цен на нефть, необходимо сглаживать, ни в коем случае не допуская кризисов.

Итак, основные выводы, которые можно сделать по результатам на стоящего проекта, состоят в следующем:

• На протяжении 1999–2003 гг. регулирование Центральным бан ком денежного предложения носило активный характер, в то время как процентная политика была скорее адаптационной. В то же время практика показала, что эффективность управления динамикой денежной базы с использованием имевшихся инстру ментов оставалась относительно низкой. В связи с этим Цен тральному банку следует предпринять дополнительные меры по расширению набора инструментов денежно-кредитного регули рования и повышению роли процентных ставок с тем, чтобы по высить результативность своей работы и, в частности, усилить контроль над состоянием денежной сферы и динамикой инфля ционных процессов.

• Несмотря на формально декларируемую приоритетность задачи снижения инфляции, на практике при проведении денежно кредитной политики Банк России в значительной степени ориен тировался на поведение реального обменного курса, явным об разом сглаживая его динамику, а на отдельных этапах, возмож но, воздействуя и на его равновесный уровень. При этом целе ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ сообразность активного вмешательства Центрального банка в динамику курса рубля может быть поставлена под сомнение.

Сглаживание резких колебаний и обеспечение стабильной дина мики валютного курса в долгосрочной перспективе, безусловно, остается в числе основных задач Банка России, но воздействие на уровень реального обменного курса с целью его занижения для повышения конкурентоспособности российской экономики едва ли является оправданным. Таким образом, Центральному банку имеет смысл еще раз оценить последствия, связанные с его действиями на валютном рынке, и уточнить свою позицию в отношении регулирования поведения обменного курса.

1. ОБЗОР ЛИТЕРАТУРЫ 1. ОБЗОР ЛИТЕРАТУРЫ Всплеск интереса, отмечаемый в последнее время к исследованиям, посвященным моделированию поведения центральных банков, был вызван работой Taylor (1993). Предложенное им правило денежно кредитной политики в большой степени в простой форме объясняло фактическую динамику краткосрочной ставки процента. В после дующие годы множество исследований, проведенных для различ ных стран, подтвердили, что на практике центральные банки дей ствительно во многом следуют некоторому набору предопределен ных заранее правил, реагируя на различные шоки макроэкономики.

Наличие правила не подразумевает жесткое его выполнение. Пове дение, похожее на предопределенное правилом, как было указано в McCallum (1997), просто предлагает применение на неком множе стве периодов метода принятия решений, который бы следовал не кой стандартной формуле определения значения инструмента, в качестве альтернативы динамической оптимизации в каждом пе риоде.

Другими словами, правило денежно-кредитной политики было за думано как формула, которая явным образом задает некое значе ние инструмента, при условии сохранения колебаний динамики це левых переменных вблизи определенных целевых траекторий.

Наиболее привлекательной целевой переменной для денежных властей является инфляция. Другой традиционно используемый ориентир — это размер агрегированного потребления, такой, как ВВП. В качестве инструмента в стандартном случае берется кратко срочная ставка процента.

В простом правиле Тэйлора ставка центрального банка линейно за висит от отклонения фактической или ожидаемой инфляции и фак тического или ожидаемого выпуска от своих целевых значений (т.е. некой меры отклонения выпуска от потенциального уровня, либо тренда).

a * Rt = r + pt + 1(pta - ) + 2yt.(1) Здесь Rt — краткосрочная номинальная ставка процента, которую центральный банк использует в качестве инструмента или "опера тивной цели", т.е. такая ставка, на ежедневные или еженедельные значения которой он может оказывать давление. r — средняя ре ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ a альная ставка процента в долгосрочном периоде, pt — среднее или текущее значение инфляции (или ее прогноз) и * — целевое значение инфляции для центрального банка. Наконец, yt — мера отклонения фактического выпуска от потенциального, выраженная в процентах.

a Согласно исследованию Taylor (1993), мерой для pt является средний темп роста дефлятора ВВП на протяжении последних че тырех кварталов, тогда как потенциальный уровень выпуска пред ставлен линейным трендом для логарифма реального ВВП, оценен ного по квартальным наблюдениям в период 1985–1992 гг. В Taylor (1999) в качестве yt берется отклонение от целевого уровня, рас считанного с использованием фильтра Ходрика–Прескотта (Hodrick– Prescott (HP) filter). Согласно правилу, денежная политика должна ужесточаться (что выражается повышением Rt) в тех случаях, когда инфляция превышает целевое значение и/или выпуск превышает потенциальный уровень.

Последующие исследования правила Тэйлора в различных направ лениях модифицировали или расширяли форму (1). Одни исследо ватели использовали альтернативные показатели ожидаемой ин a фляции вместо pt, другие вводили новые определения yt или ис пользовали вместо этого yt -1. Частным случаем правила Тэйлора является "таргетирование инфляции" (inflation targeting): денежно кредитные власти реагирует только на динамику инфляции, соот ветственно, вес при переменной отклонения выпуска от потенци ального принимается равным нулю.

Одной из широко распространенных модификаций правила Тэйло ра является включение частичной корректировки инструмента, т.е. Rt–1, в правую часть правила в качестве объясняющей пере менной для Rt. Подобная процедура отражает практику сглажива ния динамики процентных ставок, которая, по широкому убежде нию, общепринята в поведении многих центральных банков.

Важное направление исследований было положено Orphanides (1998), осуществившего вычисления правила на данных pt (ин фляции) и yt, которые были фактически доступны центральному банку в момент определения значения инструмента. Orphanides указал на то, что текущие значения yt не могут быть известны де нежным властям ранее, чем в начале следующего после t периода, и также на то, что ряды макроэкономических показателей часто 1. ОБЗОР ЛИТЕРАТУРЫ существенно пересматриваются после публикации предваритель ных данных.

В правиле, предложенном McCallum (1993), в качестве инструмента вместо процентной ставки использовалась денежная база:

a bt = x* - vt + (x* - xt -1).(2) Здесь bt — темп роста денежной базы от периода t–1 к t. x — целевое значение темпов роста номинального ВВП, xt — разность логарифмов номинального ВВП. Целевое значение x определено как *+ y, где y — средние темпы роста реального ВВП в дол a госрочном периоде. Второй член правой части (2), vt, представ ляет собой средние темпы роста скорости обращения денежной ба зы. Предполагается, что данная переменная отражает долгосроч ные изменения в спросе на деньги, которые происходят вследствие технологического прогресса, а также изменений в управлении ин струментом, но не отражает циклических колебаний. За это ответ ственно последнее слагаемое, которое и предписывает рост денеж ной базы (т.е. политика расширения денежного предложения и снижения процентных ставок) в случае, когда xt -1становится меньше, чем x.

Альтернативой простому правилу Тэйлора для закрытой экономики является правило для открытой экономики, предложенное Ball (1999). В качестве инструмента был взят индекс условий денежно кредитной политики (Monetary Conditions Index — MCI), который представлял собой взвешенное среднее ставки процента и обмен ного курса (вместо использования только процентной ставки). Так же в правой части правила текущая инфляция была заменена дол госрочной, очищенной от эффектов изменения обменного курса.

Попытки оценки правила денежно-кредитной политики в россий ском случае были предприняты Дробышевским, Козловской (2002). Следуя методологии Clarida, Gali, Gertler (1998), авторы использовали обобщенный метод моментов, при этом, в отличие от нашего исследования, в качестве инструмента денежно-кредитной политики была выбран только один показатель — краткосрочная ставка денежного рынка (МБК). В целом, для пост-кризисного пе риода авторам удалось оценить адекватный отклик в динамике процентной ставки на изменение инфляции и обменного курса, однако, попытки авторов получить "правильный" (положительный) знак при переменной выпуска потерпели неудачу. Однако надеж ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ ность полученных оценок для пост-кризисного периода ограничи вается критичным для выбранного метода малым числом наблюде ний (последнее наблюдение относится к декабрю 2001 г.), и, возможно, недостаточно адекватным выбором множества инстру ментов (см. разд. 4.2).

Функциональные формы оценки правила, используемые целевые переменные и их целевые траектории или значения в исследовании Дробышевского и Козловской значительно отличались от выбран ных нами, однако выводы в целом не противоречат нашим резуль татам.

2. ХАРАКТЕРИСТИКА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Основной задачей института центрального банка, максимально от вечающей интересам экономики и возможностям самих денежных властей, является достижение и поддержание низкого уровня ин фляции. Признание этого факта привело к тому, что за последние двадцать лет десятки стран в разных концах света, различных по уровню и характеру экономического развития, перешли к модели денежно-кредитной политики, основанной на выборе в качестве целевого ориентира темпов инфляции.

Успех антиинфляционной политики зависит от многих факторов, которые, в свою очередь, определяются в том числе параметрами макроэкономической ситуации и особенностями развития той или иной страны. Так, развитые и ориентированные преимущественно на внутренний рынок экономики функционируют принципиально иначе, чем небольшие, характеризующиеся высоким уровнем от крытости развивающиеся страны. Если первые могут позволить се бе абстрагироваться от динамики обменного курса и ориентиро ваться преимущественно на темпы инфляции и экономического рос та, то вторые — нет.

Различия в характере денежно-кредитного регулирования опреде ляются также выбором инструмента (или промежуточной цели) де нежно-кредитной политики. Центральные банки развитых стран ис пользуют для этого главным образом процентные ставки. Разви вающиеся страны и страны с переходной экономикой по-прежнему во многом опираются на контроль денежного предложения, что свя зано с недостаточным уровнем развития их финансовых рынков и банковских систем.

2. ХАРАКТЕРИСТИКА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Центральный банк России также пока придерживается монетарного таргетирования. В последние годы все более активно начинают ис пользоваться элементы политики целевой инфляции, тем не менее, в качестве промежуточного ориентира по-прежнему выступают де нежные показатели. Формально для этой цели служит агрегат М2, однако, Банк России имеет больше возможностей контролировать денежную базу. Отметим, что динамика двух указанных показате лей, по крайней мере, на всем пост-кризисном периоде, была тесно связана.

Что же касается процентной политики Центрального банка, то она осуществлялась в крайне урезанном формате и была недостаточно эффективной: вдобавок к отсутствию зрелого, конкурентного фи нансового рынка, набор инструментов денежно-кредитного регули рования, находившийся в эти годы в распоряжении Центрального банка, был резко ограничен.

Так, ставка рефинансирования носила в большей степени номи нальный характер. Сразу после кризиса она находилась на уровне 60% годовых. Политику снижения учетной ставки Центральный банк стал проводить с начала 2000 г., тогда в течение года она ме нялась пять раз, в результате чего ее значение было снижено с 55% до 25%. Более чем двукратное сокращение стало возможным благодаря заметному падению на протяжении всего 1999 и начала 2000 г. темпов инфляции, общего уровня процентных ставок и ста билизации валютного рынка. Смягчением денежной политики, уде шевлением стоимости заимствований Центральный банк старался передать позитивные изменения в реальный сектор, подтолкнуть кредитование производства и стимулировать рост экономики.

В конце 2000 г. — впервые после кризиса 1998 г. — основная став ка финансового рынка была приведена в относительное соответст вие с макроэкономической ситуацией, хотя характерное превыше ние ее над темпами инфляции было сохранено (на тот момент ин фляция составляла 20% в годовом выражении). Но, как показал опыт, и это более важно, номинальный статус ее в денежно кредитной политике Центрального банка также сохранился.

Далее на протяжении всего 2001 г. ставка не менялась, и очеред ная коррекция вниз была предпринята лишь в 2002 г., когда за два шага ставка была снижена еще на 4 процентных пункта. Тем не ме нее, функциональное значение ставки рефинансирования в России по-прежнему было не столь велико, как в других странах, так как с ней не были связаны реальные операции кредитования коммерче ских банков Центральным.

ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Ставка рефинансирования Банка России и инфляция 50% Ставка рефинансирования 40% Инфляция (год к году) 30% 20% 10% Рис. 1. Динамика ставки рефинансирования и инфляции в 2000–2003 гг.

В секторе государственных ценных бумаг ставка в большей степени закрепляла достигнутый уровень доходности, чем формировала но вые тенденции. Уровень ставки рефинансирования лишь условно мог быть назван ориентиром для депозитных ставок коммерческих банков, поскольку последние скорее реагировали на общее состоя ние экономики и конъюнктуру денежного рынка.

Механизм рефинансирования не работал, и Центральный банк не стремился его задействовать. Прежде всего, рублевой ликвидности в экономике наблюдалось более чем достаточно, и ставки денежно го рынка были на порядок ниже ставки рефинансирования. Во вторых, как показывала динамика отдельных показателей, банков ская система на тот момент была не готова эффективно управлять, а производственный сектор — оперировать предоставленными в их распоряжение средствами.

Статус действующего инструмента денежно-кредитного регулиро вания основная ставка получила лишь в начале 2003 г., когда Цен тральный банк понизил ее до уровня ставок по расчетным кредитам "овернайт" и сделкам валютный своп — 18% годовых — и, таким образом, начал осуществление указанных операций по ставке ре финансирования. Сам же механизм рефинансирования банков, хотя Июль- Июль- Июль- Июль- Январь- Январь- Январь- Январь- 2. ХАРАКТЕРИСТИКА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ формально и был запущен, вплоть до настоящего времени (начало 2004 г.) не использовался в силу сохранения избыточности свобод ных денег в экономике.

На уровень кредитования российской экономики ставка также до этих пор имела не прямое, а косвенное воздействие. Уровень "став ка рефинансирования +3% годовых" являлся некоторым ограниче нием сверху для ставок кредитования. При его превышении пред приятия лишались возможности полностью списывать стоимость за имствований на себестоимость продукции и вынуждены были пла тить дополнительные налоги. Таким образом, предприятиям невы годно было одалживать деньги по более высокой ставке. В то же время, для банков уровень ставки рефинансирования не являлся определяющим, учитывая сохраняющиеся высокие риски кредито вания реального сектора экономики.

В целом, решения Банка России относительно снижения ставки, ко нечно, имели эффект и на финансовый сектор, и на экономику в целом, но он носил скорее качественный характер. Действия ЦБР формировали и закрепляли положительные ожидания, поскольку свидетельствовали о благоприятной макроэкономической ситуации и устойчивости процесса снижения инфляции.

Динамика процентных ставок Ставка рефинансирования 50% Кредитная ставка 40% Ставка МБК Ставка на рынке ГКО-ОФЗ 30% 20% 10% Рис. 2. Динамика основных процентных ставок в 2000–2003 гг.

Июль- Июль- Июль- Июль- Январь- Январь- Январь- Январь- ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Что касается операций Банка России на рынке государственного долга, то, вплоть до начала 2003 г., они не проводились по причине отсутствия в портфеле ЦБР рыночных ценных бумаг. Частичная ре структуризация была проведена лишь в феврале 2003 г., когда бу маги на сумму в 30 млрд. рублей были переоформлены в рыночные, и Банк России получил возможность осуществлять открытые интер венции. Исключение составляли единичные выпуски облигаций са мого Банка России, имевшие место в конце 2001 г., когда было проведено три аукциона, и все три — неудачно. Бумаги оказались неинтересны участникам рынка и не получили широкого распро странения. Общий объем привлечения составил менее 1 млрд. руб лей из 7.5 предложенных.

Нормы обязательного резервирования за весь период 1999–2003 гг.

были изменены лишь дважды — в середине и конце 1999 г. В даль нейшем резервные требования не менялись, оставаясь постоянны ми вне зависимости от состояния денежного рынка, характера инфляционных процессов и задач, стоящих перед Центральным банком.

Таблица 1. Резервные требования По привлеченным По привлеченным средствам По привлеченным средствам юридических лиц средствам Период физических лиц в рублях физических лиц в иностранной и иностранной в рублях валюте валюте 19.03.99 – 09.06.99 7 5 10.06.99 – 31.12.99 8.5 5.5 8. 01.01.00 – 31.03.04 107 Источник: Центральный банк РФ Единственной по-настоящему действующей ставкой на рассматри ваемом периоде была ставка по депозитным операциям, которые с различной интенсивностью использовались Банком России в целях стерилизации избыточной ликвидности. Активно этот инструмент применялся в 2000 и 2002 гг. На протяжении большей части Норматив обязательных резервов по привлеченным средствам кредитных организаций, как и порядок депонирования резервов на счетах Центрально го банка, устанавливаются по решению Совета директоров Банка России.

2. ХАРАКТЕРИСТИКА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ 2001 г., в результате последовательного снижения ставок в течение 2000 г. и ускорения с начала 2001 г. темпов инфляции, привлека тельность депозитов для коммерческих банков существенно упала.

Центральный банк начал предпринимать шаги в направлении акти визации депозитных операций лишь во второй половине года. Од нако, несмотря на предпринятое повышение депозитных ставок, последние по-прежнему оставались ниже доходности как межбан ковского рынка, так и рынка ценных бумаг. В результате объем средств на депозитах не только не вырос, но даже продолжал со кращаться. В преддверии конца года Банк России в очередной раз поднял ставки, пытаясь связать излишек ликвидности и нейтрали зовать (хотя бы частично) традиционный для этого периода рост спекулятивного спроса на иностранную валюту. Однако на том эта пе вложения в валюту остались для банков приоритетными, и заин тересованность в данном инструменте возросла лишь с началом следующего, 2002 г.

В 2002 г. процентная политика Центрального банка в отношении депозитных ставок претерпела существенные изменения. Во первых, сразу был взят курс на последовательное снижение ставок привлечения и корректировку временной структуры депозитов в сторону более длинных из них. Так, во втором квартале на фоне избытка ликвидности на рынке Банк России предпринял радикаль ное сокращение доходности последних, снизив ставки — в большей степени (4–5 процентных пункта) по коротким депозитам (на срок и 2 недели), и в меньшей (1 процентный пункт) — по длинным (на срок 1 и 3 месяца). Еще одно сокращение было проведено в авгу сте: параллельно со ставкой рефинансирования, депозитные ставки были снижены на 1–2 процентных пункта. Неизменной тогда оста лась ставка по депозитам "overnight" (на эти операции приходилось около 40% всех сделок). При этом объем средств, размещенных на депозите, не только не сократился, но даже вырос.

Следует отметить, что меры денежных властей, нацеленные на из менение временной структуры привлекаемых на депозит средств, принесли результаты. Так, если в начале года доля "длинных" де позитов в общем объеме составляла 10–12%, то в июле–сентябре она равнялась уже 22%. Подобный сдвиг повысил качество депози тов как инструмента стерилизации, но проблема обеспечения ста бильности денежного рынка все же сохранилась.

Важные шаги в направлении расширения набора инструментов ре гулирования ликвидности и восстановления механизма рефинанси рования банков были сделаны Центральным банком в сентябре–но ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ ябре 2002 г. Так, были активизированы операции по продаже госу дарственных ценных бумаг из портфеля Банка России с обязатель ством их последующего выкупа (биржевое модифицированное РЕПО) и операции прямого РЕПО, последние из которых начали проводиться регулярно, два раза в день, со второй половины нояб ря. Эти инструменты позволили Центральному банку влиять на уро вень ставки межбанковского рынка, ограничивая амплитуду ее ко лебаний и ее максимальной значение.

Также был введен новый инструмент — "валютный своп". Механизм его состоял в осуществлении Банком России покупки долларов США за российские рубли сроком "сегодня" по официальному курсу дол лара США к российскому рублю (базовому курсу) с их последующей продажей сроком "завтра". Разница курса продажи и базового кур са указанных сделок определялась исходя из состояния денежного рынка и текущих задач денежно-кредитной политики.

В этот же период Центральный банк внес изменения в условия про ведения депозитных операций. Решением Совета директоров была установлена единая фиксированная процентная ставка по депозит ным операциям на срок до одной недели на уровне 3% годовых, при этом привлечение депозитов на более длительный срок было приостановлено. Одновременно Банк России начал проводить депо зитные аукционы с банками Московского региона и другими банка ми, заключившими с ним соглашения.

В заключение следует сказать несколько слов о политике Цен трального банка в 2003 г. Здесь денежные власти имели в своем распоряжении достаточный набор инструментов денежно кредитного регулирования и использовали их на постоянной ос нове. В первом полугодии высокий уровень свободной ликвидно сти в экономике обусловил приоритет стерилизационных меро приятий2.

Масштабный приток в страну иностранной валюты (как в форме экспорт ной выручки, так и капитала — заемного и виде прямых инвестиций) и рез кое снижение привлекательности долларовых активов (в том числе, и по причине падения курса американской валюты на мировом рынке) предопре делили огромный дисбаланс в спросе и предложении, сложившийся на ва лютном рынке. Он оказался настолько значительным, что даже несмотря на отказ от политики номинального ослабления рубля и допущение роста об менного курса в реальном и в номинальном выражении, масштабы интер венций Центрального банка не только не сократились, но даже выросли. С февраля по май 2003 г. увеличение золотовалютных резервов составило свыше 15 млрд. долларов.

2. ХАРАКТЕРИСТИКА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Объем средств, изъятых с рынка за период с февраля по май за счет депозитных операций и операций биржевого модифициро ванного РЕПО, составил 141 млрд. рублей или 3,7 млрд. долла ров. Примечательно, что рост объемов стерилизации происходил на фоне радикального снижения ставок: с 9% в январе до 2.5% в мае. С точки зрения задачи ограничения инфляции, подобная процентная политика Банка России была не вполне адекватной.

Теоретически, Центральный банк должен был поднимать ставки и изымать с рынка всю излишнюю ликвидность. Однако низкие ставки на мировом рынке капитала не давали Центральному бан ку возможности устанавливать ставки по своим операциям, ори ентируясь исключительно на динамику денежной массы и ин фляции, поскольку высокие ставки могли спровоцировать приток в страну дополнительных объемов валюты в форме иностранного капитала и усугубить ситуацию на валютном рынке и далее по цепочке в денежной сфере.

Так или иначе, но к маю 2003 г. доходность рублевых инструментов достигла минимальных значений, и спрос на них резко упал. Начи ная с июня, сократилась регулярность операций биржевого моди фицированного РЕПО. Из объявлявшихся 6–8 аукционов в месяц, на практике проводились лишь 1–2, но и на них спрос банков был крайне низким. Востребованность депозитных операций также зна чительно снизилась. В результате, с июня по сентябрь наблюдался Прямым следствием ускоренного наращивания резервов стал быстрый рост ликвидности в экономике. При этом возможности для проведения стерили зационных мероприятий, как и раньше, оказались не соответствующими по требностям (по крайней мере, если вести речь о Центральном банке). Един ственное отличие подобного положения дел от ситуации предыдущих лет состояло в том, что ограничительным фактором выступало не отсутствие адекватного набора инструментов в распоряжении денежных властей, а в большей степени специфика внешнеэкономических условий. Низкие ставки на мировом рынке капитала не давали возможности Центральному банку поднять ставки по своим операциям (с тем, чтобы нейтрализовать избыточ ную ликвидность и обеспечить контроль над инфляцией), поскольку такой шаг мог привести к притоку в страну дополнительных объемов валюты в форме иностранного капитала.

Упрекать же Центральный банк в излишнем внимании к валютному рынку и динамике обменного курса, подразумевая, что следствием стал ускоренный рост денежного предложения и инфляции, вряд ли стоит. Давление на рубль и потенциал реального укрепления на самом деле были чрезмерно высоки ми, и интервенции Банка России в этот период были полностью оправданы.

В их отсутствии единовременный рост курса национальной валюты мог быть излишне резким и опасным для экономики.

ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ процесс, обратный процессу стерилизации, а именно, снижение за долженности Центрального банка перед коммерческими.

Отметим, что и динамика резервов в этот период сменилась на про тивоположную. После ускоренного роста на протяжении большей части первого полугодия, в июне–сентябре резервы снижались, по теряв в общей сложности 2.8 млрд. долларов. Отток средств со сче тов коммерческих банков в Банке России нейтрализовал падение резервов, став основным источником роста денежного предложения в этот период.

Таким образом, в конечном счете ситуация обернулась в лучшую сторону. В тот момент, когда Банк России фактически исчерпал все свои возможности по эффективному регулированию денежного рынка, конъюнктура резко изменилась, и в итоге процесс де стерилизации оказался вполне адекватным новым условиям.

Ниже в таблице представлена динамика денежной базы на пост кризисном периоде, а также основные источники роста денег в эко номике.

Таблица 2. Динамика денежной базы (млрд. рублей) 1999 г. 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. Изменение денежной базы 114 195 198 218 Чистые международные 128 534 358 496 резервы (ЧМР) Чистые внутренние активы –14 –339 –162 –278 – (ЧВА) В том числе:

Чистый кредит 33 –190 –64 –22 – расширенному правительству Чистый кредит –22 –82 0 –68 банковскому сектору Прочее –25 –67 –98 –188 – Из всего вышесказанного можно заключить, что процентная поли тика Центрального банка на протяжении большей части пост кризисного периода носила скорее адаптационный характер и была мало связана с динамикой инфляции. Возможность эффективно влиять на ставки межбанковского рынка Банк России получил лишь За январь–ноябрь.

2. ХАРАКТЕРИСТИКА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ в конце 2002 г. с введением операций РЕПО и "валютный своп".

Действительно, начиная с этого периода, стабильность денежного рынка значительно повысилась, что отразилось, в частности, на динамике обменного курса.

Динамика денежной базы, млрд. руб.

ЧМР Денежная база – ЧВА – Рис. 3. Динамика компонентов денежной базы в 1999–2003 гг.

В качестве дополнительного аргумента, подтверждающего тезис о неэффективности процентной политики ЦБР, можно привести вы держку из проекта "Основных направлений единой государствен ной денежно-кредитной политики на 2003 год", где Центральный банк признается, что его ставки "не оказывали адекватного влия ния на ставку межбанковского рынка". Второй разрыв традицион ной связи между политикой Центрального банка и ответной реак цией на нее экономики кроется в самом рынке межбанковских кре дитов, который остается узким вследствие сохраняющегося взаим ного недоверия банков. "Этот же фактор наряду с отсутствием должной конкуренции в банковском секторе, ограничивает роль ставки межбанковского рынка в формировании ставок по депозитам и кредитам для клиентов банков", — заключает Центральный банк.

Согласно заявлениям самого Банка России, он намерен перейти к системе управления, опирающейся преимущественно на процент ную ставку лишь через несколько лет. В настоящее время в качест Июль- Июль- Июль- Июль- Июль- Январь- Январь- Январь- Январь- Январь- ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ ве ориентира пока выступают денежные агрегаты, а основными ин струментами контроля над ними служат: со стороны Центробанка — интервенции на валютном рынке и депозитные операции по при влечению средств банков на счета в Банке России, со стороны Пра вительства — регулирование величины остатков средств расширен ного правительства на счетах в ЦБР.

Выбор инструмента и эффективность реализации денежно-кредит ной политики полезно проанализировать также исходя из того, ка ким образом действия Центрального банка оказывали влияние на денежный рынок и экономику в целом, т.е. исходя из преобладаю щего механизма денежной трансмиссии. Наиболее часто выделяют три канала: процентный, кредитный и цен активов.

Так, в первом случае проводником являются процентные ставки. Их уровень определяется решениями Центрального банка в отношении объема ликвидности в экономике что, в свою очередь, определяет объем инвестиций, других компонентов совокупного спроса и, как следствие, ВВП. Механизм кредитного канала является более раз нообразным, в частности, выделяют следующие варианты: банков ского кредитования, балансовый, денежных потоков, неожиданных изменений в уровне цен и ликвидности домохозяйств. В любом слу чае, этот канал наиболее активно работает в экономике, где банки являются основным источником заемных средств для реального сектора, и действует он через рост объемов банковского кредито вания. Канал роста цен активов также имеет ряд разновидностей.

Наиболее применимым к случаю России является курсовой, кото рый в наибольшей степени проявляется в условиях режима свобод но плавающего обменного курса, когда изменение внутренних про центных ставок ведет, в краткосрочной перспективе, к коррекции обменного курса. Так, следствием мягкой денежно-кредитной поли тики является снижение процентных ставок, что, в свою очередь, вызывает падение спроса на национальную валюту и ее девальва цию. Результатом такой ситуации становится рост экспорта и сово купного выпуска.

Глубоких исследований, посвященных выявлению механизма денеж ной трансмиссии, действующего в России, к сожалению, пока нет. Ин тересная работа была проведена Институтом переходной экономики (Дробышевский, Козловская, 2002), однако, она носила обзорный ха рактер, и пост-кризисным годам было уделено не слишком много вни мания, в том числе, по причине отсутствия достаточного объема на блюдений (работа датирована началом 2002 г.).

Исходя из анализа принципов и условий проведения денежно кредитной политики Центральным банком и наблюдающихся в эко 2. ХАРАКТЕРИСТИКА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ номике процессов, можно предположить, что на пост-кризисном пе риоде наиболее выраженным являлся кредитный канал денежной трансмиссии, действующий, однако, в значительной степени в об ход банковской системы. Особенностью последних лет стала ис ключительно благоприятная внешнеэкономическая конъюнктура.

Высокие цены на нефть и относительно низкий курс национальной валюты привели к возникновению сверх доходов в экспортном сек торе. Именно с масштабным притоком в страну иностранной валюты в форме экспортной выручки и попытками Центрального банка про тивостоять повышательному давлению на рубль и было связано увеличение денежного предложения. Рост же доходов нефтяных компаний вел к тому, что последние начинали активно вкладывать средства как в собственное развитие, так и в другие отрасли.

Курсовой канал также присутствует, правда характер взаимосвязей в случае России несколько меняется в сравнении со стандартной цепочкой, приведенной выше. Так, Центральный банк влияет в первую очередь именно на уровень обменного курса, сдерживая темпы его укрепления и обеспечивая его недооцененность. Таким образом поддерживается конкурентоспособность отечественных производителей на внешнем рынке, рост чистого экспорта и ВВП.

Расширение денежного предложения здесь является производным.

Что касается процентной политики Центрального банка, то здесь ситуация, как уже отмечалось выше, была крайне сложной. Про центный канал, без сомнения, действовал в России в 1995–1998 гг., когда операции Центрального банка на рынке государственного долга определяли уровень процентных ставок в этом секторе фи нансового рынка и, как следствие, влияли на распределение ресур сов коммерческих банков между вложениями в ценные бумаги и кредитованием.

В период после кризиса, емкость рынка государственного долга резко снизилась4. Но самое важное то, что вплоть до начала 2003 г.

Центральный банк не проводил операций в этом сегменте финансо вого рынка.

На протяжении большей части 1999 г. рынок оставался низко ликвидным (оборот составлял от 0.3 млрд. рублей в месяц в первой половине года до 8–14 млрд. во второй, после проведения первого этапа реструктуризации) и не рассматривался кредитными организациями как механизм инвестирова ния свободных средств. В 1999–2001 гг. проводилась политика последова тельного сокращения объема государственного внутреннего долга, в ре зультате, по состоянию на начало 2002 г., его величина составляла лишь 5.9% ВВП.

ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ В ходе проведения исследования мы попытались оценить правило денежно-кредитной политики в его классическом виде, т.е. с ис пользованием процентных ставок в качестве инструмента, однако более адекватные результаты нам удалось получить, когда в каче стве инструментальной переменной Банка России рассматривался рост денежной базы.

3. ВИД ПРАВИЛА БАНКА РОССИИ Для начала нами было построено правило в его стандартной фор мулировке, определенной для модели маленькой открытой эконо мики, базирующейся на работах Clarida, Gali, Gertler (1998, 2000) и Cuche (2000). Этот вид правила является модификацией классиче ского правила Тэйлора. Основополагающими здесь выступают два уравнения: правило поведения центрального банка и уравнение денежной составляющей агрегированного спроса.

Первое уравнение устанавливает правило, в соответствии с кото рым должно изменяться значение инструмента в ответ на отклоне ния инфляции, уровня экономической активности y и реального обменного курса rer от своих целевых значений (или тренда). Пусть bt обозначает целевое изменение инструмента денежно-кредитной политики в момент времени t, выраженное в форме номинальной ставки процента или темпа роста денежной базы по отношению к предыдущему периоду. Тогда:

bt = + (E[t, k|t] – t, k ) + (E[yt, q|t] – yt, q ) + +(E[rert, l|t] – rert ), (3), l где t, k обозначает средний темп роста цен между периодами t и t + k;

* — декларируемое Центральным банком целевое значение инфляции на этот период;

yt, q — средний темп роста реального ВВП или другого показателя экономической активности от значений пе риода t к t + q;

y* — целевое значение роста экономики для этого промежутка времени;

rert, l — средний темп роста реального курса от периода t к t + l;

rer* — целевое укрепление/обесценение на циональной валюты за этот период. E — оператор ожиданий, и t — информационное множество на момент t. — желаемое или долго срочное значение инструмента денежно-кредитной политики при том условии, что инфляция, экономическая активность и реальный курс находятся на своих целевых уровнях.

3. ВИД ПРАВИЛА БАНКА РОССИИ Второе уравнение устанавливает простой механизм частичной кор рекции, связывающий фактическое и целевое значения оператив ного инструмента центрального банка:

bt = (1 – ) bt + bt–1 + t,(4) где [0,1) — индикатор степени сглаживания колебаний инстру мента, t — экзогенный шок с нулевым средним, а целевое значение инструмента bt задается уравнением (3). Для шоков можно дать две различных, но вполне совместимых интерпретации. Во-первых, такого рода шоки могут отражать неспособность центрального бан ка удерживать значение инструмента на уровне, предписываемом правилом, например, в случае шоков спроса на деньги. С другой стороны, шоки могут также отражать преднамеренные решения денежных властей о временном отклонении политики от системати ческого правила (т.е. "шоки политики" как таковые).

Объединение уравнения частичной коррекции (4) с целевой мо делью (3) дает нам вид правила, которое мы оценивали эмпири чески:

bt = (1 – ) + (1 – )(t, k – t, k ) + (1 – )(yt, q– yt, q ) + + (1 – )(rert, l – rert ) + bt–1 + t,(5), l где t –(1 – ){(t, k – E[t, k|t]) + + (yt, q – E[yt, q|t]) + (rert, l – E[rert, l|t]} + t.

Учитывая особенности условий проведения денежно-кредитной по литики и задач, стоящих перед денежными властями, при попытке построения правила поведения Банка России нами использовалось несколько альтернативных агрегатов в качестве инструментов:

ставки Банка России по привлекаемым депозитам на различные сроки, ставка межбанковского рынка, а также агрегат денежной ба зы. В качестве целевых переменных, во первых, выступала инфля ция как индекс потребительских цен, рассчитываемый Госкомста том. Целевой показатель валютного рынка — темпы реального ук репления рубля по отношению к доллару США — первоначально был рассчитан на основе официальных данных Центрального банка в различных модификациях (по отношению к доллару США на базе номинального обменного курса на конец месяца или среднемесяч ного значения, реальный эффективный курс, а также реальный курс, построенный на базе ИПЦ, дефлированного по ценам импорта и экспорта).

ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ В качестве показателей, отражающих состояние и динамику ре ального сектора экономики, на первоначальном этапе нами были использованы индексы ВВП и промышленного производства.

Первый из них дает самое полное представление об экономиче ской динамике: так, сектор промышленности составляет лишь около 30% в составе ВВП, в то время как сектор услуг — более 50%. Очевидно, что в отдельные периоды динамика сектора ус луг может оказаться доминирующей, определяющей темпы роста экономики в целом, и поэтому аппроксимировать темпы экономи ческого роста динамикой промышленного производства не впол не корректно. В то же время сложности, связанные с использо ванием индекса ВВП, заключаются в том, что этот показатель рассчитывается лишь на квартальной основе, а официальные ме сячные данные не публикуются. Фактически, они рассчитывают ся ГКС, но исключительно для индикативных целей. Кроме того, ряд ВВП регулярно пересматривается и, в этом смысле, данные, которые имеются на момент проведения исследования и использу ются в расчетах, в большой степени не соответствуют тем дан ным, на которые ориентировался Центральный банк, принимая решения в прошлом. С этой точки зрения ряд, характеризующий промышленное производство, является более адекватным: офи циальные данные, с одной стороны, публикуются на месячной основе, с другой, являются относительно точными и пересматри ваются в малой степени.

Что касается еще одного "реального" показателя, а именно, уровня безработицы, то он, во-первых, также является квартальным (ме сячные данные хотя и публикуются, но носят весьма условный ха рактер, и по итогам квартальных обследований очень сильно кор ректируются), и, во-вторых, его значимость до сих пор остается от носительно низкой: он не имел такого широкого использования как в Европе или США. Экономические агенты и Правительство следят за его изменениями, но далеко не так пристально, как за динами кой ВВП, промышленного производства, инфляции или золотова лютных резервов. Тем не менее, мы все же попытались использо вать данный показатель в наших моделях. Кроме того, на заключи тельном этапе мы оценили уравнение, где переменная экономиче ской активности была выражена в виде выпуска продукции и услуг базовых отраслей экономики. Этот показатель, с одной стороны, отражает значительно большую часть экономики, чем промышлен ное производство, а, с другой стороны, он довольно корректно рас считывается на месячной основе и пересматривается в меньших масштабах, чем ВВП.

4. ОЦЕНКА ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ В заключение необходимо отметить, что мы не включили в состав це левых переменных уровень золотовалютных резервов. Объясняется такое решение следующим. Во-первых, объем резервов был по настоящему критическим лишь в 1999 г., и уже по итогам 2000 г. ре зервы достигли величины, покрывающей 3 месяца импорта, и на столько же превышали краткосрочные обязательства России по внеш нему долгу. Таким образом, задача наращивания резервов, даже если таковая и стояла ранее перед денежными властями, перестала быть довлеющей. Но даже на протяжении 1999–2000 гг. регулирование ре зервов имело скорее второстепенное значение для Центрального бан ка, а основное внимание уделялось динамике обменного курса и ин фляции. Подтверждением этому служит тот факт, что Банк России все гда старался сгладить колебания курса, даже если это стоило ему по тери части резервов.

Для каждого инструмента и для каждой целевой переменной мы оценивали уравнения при различных вариациях временного гори зонта таргетирования.

4. ОЦЕНКА ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ 4.1. Описание данных Мы оценивали модели на помесячных данных периода 2000–2003 гг., который характеризовался, с одной стороны, относительной стабиль ностью целей и инструментов денежно-кредитной политики, а, с дру гой стороны, наличием в нашем распоряжении необходимых статисти ческих рядов. С целью повышения меры приближения моделью оце ниваемых данных, т.е. объясняющих характеристик уравнения, мы перешли к переменным в виде не помесячных, а годовых приростов, сохраняя при этом априорное представление о стационарности на блюдаемых переменных. Кроме того, подобный формат данных снима ет проблему сезонности. К сожалению, хорошо известная низкая мощ ность тестов на наличие единичного корня для малых выборок не по зволила нам достоверно исследовать соответствующий вопрос, и мы ограничились априорными предположениями о стационарности пере менных годовых приростов.

Каждая переменная в уравнении была приведена к виду годового процентного изменения, т.е. прироста по отношению к аналогично му наблюдению год назад5 — так, например, переменная инфляции Подробнее спецификация переменных приведена в Приложении П1.

ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ отражает инфляцию в годовом выражении, т.е. процентное измене ние уровня ИПЦ по отношению к тому же месяцу год назад. В каче стве целевых значений соответствующих переменных были исполь зованы официальные прогнозы инфляции и ВВП, публикуемые Банком России каждый год в "Основных направлениях денежно кредитной политики". Ежемесячные значения были получены рав номерной интерполяцией годовых показателей, при этом, посколь ку мы использовали переменные в годовом выражении, корректи ровка сезонности не требовалась. В качестве целевых значений переменных выпуска промышленности, базовых отраслей экономи ки, уровня безработицы и различных индикаторов реального об менного курса использовался тренд, полученный с помощью фильт ра Ходрика–Прескотта (HP-filter).

Для построения переменной, отражающей динамику золотовалют ных резервов (интервенций на валютном рынке), мы использовали официальные данные Центрального банка. Следуя рекомендациям, нами был построен альтернативный ряд, полученный из исходного путем исключения влияния фактора переоценки валют, в частно сти, евро по отношению к доллару США. Объемы интервенций Бан ка России на валютном рынке были рассчитаны исходя из измене ний золотовалютных резервов, скорректированных на объем вы плат по внешнему долгу. Переменная, отражающая операции сте рилизации со стороны Центрального банка, была рассчитана путем суммирования данных о средствах, размещенных коммерческими банками на депозите ЦБ, а также вложений в ценные бумаги (пре имущественно в рамках операций биржевого модифицированного РЕПО). Данные о масштабах участия бюджета в процессе стерили зации взяты из "Денежного обзора" ЦБ, где фиксируются остатки рублевых средств, размещенных органами государственного управ ления на счетах в Банке России.

4.2. Результаты оценивания GMM — оценки правила денежно-кредитной политики. В пер вой части нашего исследования мы использовали стандартный под ход к оценке правила денежно-кредитной политики (в особенности в случае спецификации forward-looking): обобщенный метод момен тов (GMM) (см., например, Clarida, Gali, Gertler, 1998, 2000;

Cuche, 2000 и т.д.).

Во-первых, этот метод весьма успешен для оценки функций реак ции именно в виде forward-looking, где правая часть содержит ожи даемые значения выпуска, инфляции или обменного курса, не на 4. ОЦЕНКА ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ блюдаемые непосредственно в момент принятия решений. Во-вто рых, этот метод помогает предотвратить потенциальную ошибку смещения параметров при одновременном оценивании (simultaneity bias): когда инструмент политики изменяется в ответ на ожидаемые шоки инфляции, выпуска и обменного курса, но, в свою очередь, может в тот же момент влиять на эти переменные.

Чтобы оценить уравнение методом GMM, мы должны выбрать вектор инструментов, состоящий из переменных, значения которых извест ны в момент времени, когда принимаются решения об определении текущих параметров денежно-кредитной политики. Следуя Clarida, Gali, Gertler (1998, 2000), для этой цели мы первоначально исполь зовали лаги целевых переменных и инструмента денежно-кредитной политики, однако затем мы значительно расширили множество инст рументов. В этом качестве мы пытались включить в модель такие ин дикаторы, как цены на нефть на мировом рынке, объемы экспорта нефти и нефтепродуктов, капитальные потоки в виде доли чистого экспорта товаров и услуг в ВВП и доли золотовалютных резервов ЦБ в ВВП, различные индикаторы номинальных и реальных регулируе мых цен на энергию (газ, электричество), мировые и внутренние процентные ставки, а также такие переменные, как различные пока затели непокрытого паритета процентных ставок на внутреннем и мировом рынке (с учетом валютного курса) (см. Приложение П1). За тем наша модель была подвергнута проверке на адекватность выбо ра инструментов (validity of instruments).

Проверка адекватности инструментов. Результаты оценки мо дели GMM могут считаться адекватными, если выполнено условие отсутствия ошибок спецификации (overidentification), а инструменты являются экзогенными. Экзогенность инструментов требуется для получения состоятельных оценок коэффициентов модели.

В теории различают слабую (weak), строгую (strong) и супер экзогенность (super exogeneity). Переменная zt называется слабо эк зогенной для оценки множества параметров, если определение при условии zt не приводит к потере информации. Эвристически, при условии, что совместное распределение случайных величин (yt, zt) всегда может быть записано в виде произведения условного распре деления yt на zt и функции распределения zt, слабая экзогенность подразумевает, что спецификация собственного распределения zt является иррелеватной для определения. Если помимо того, что zt обладает свойством слабой экзогенности, для нее также ни одна из эндогенных переменных системы не является причиной по Грэндже ру, то zt называется строго экзогенной. Если все параметры услов ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ ной модели инварианты любым изменениям собственного распреде ления zt, и zt является слабо экзогенной для, то zt обладает свойст вом супер экзогенности (Ericsson, Irons, 1994, 40–41).

Для проверки адекватности набора инструментов достаточно опре делить, являются ли они слабо экзогенными.

В нашем случае, исследовать свойства отсутствия ошибок спе цификации и экзогенности инструментов модели можно двумя способами. С одной стороны, согласно Davidson, MacKinnon (1993, 235–236), мы сразу можем протестировать совместную нулевую гипотезу о корректной спецификации и адекватности инструментов. В этом случае нам необходимо проверить, что ста тистика, являющаяся произведением числа наблюдений на не центрированный R2 регрессии ошибок первоначальной модели на все инструменты, не превышает критический уровень (l -k ), где l — число инструментов, а k — число объясняющих переменных в первоначальной спецификации модели. Однако если нулевая ги потеза отвергается, мы не сможем определить причину, по кото рой тест не выполняется, т.е. выяснить, является ли проблемой неверная спецификация модели или "виноват" эндогенный набор инструментов.

Поэтому с практической точки зрения более удобно исследовать эти свойства по отдельности. Для проверки существования ошибок спецификации мы использовали стандартную J-статистику, генери руемую пакетом Eviews, а затем каждая переменная множества ин струментов была протестирована на слабую экзогенность по отно шению к оценке множества параметров модели с помощью тестов Ву–Хаусмана (Wu–Hausman test) (Ericsson, Irons, 1994, 103–104).

С этой целью каждый ряд множества инструментов регрессировался на все остальные инструменты, а затем оцененные ошибки этого уравнения включались в первоначальную модель. Гипотеза о сла бой экзогенности искомой переменной не отвергалась, если t-ста тистика соответствующего коэффициента при этой переменной оцененных на предыдущем шаге ошибок была незначимой.

Третье критическое свойство, которым должна обладать модель для состоятельности оценок, — это отсутствие автокорреляции остатков. Причем это требование принципиальным является именно для вида модели, подобного нашей спецификации, вклю чающей лаг объясняемой переменной с правой стороны. В про стейшем случае выполнение данного свойства может быть про 4. ОЦЕНКА ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ контролировано с помощью приемлемого уровня статистики Дар бина–Уотсона (DW-statistic).

Результаты оценивания. На первом шаге мы пытались построить правило в его стандартной формулировке, когда в качестве инстру мента денежно-кредитной политики выступают процентные ставки.

Были использованы два альтернативных показателя: однодневная ставка на рынке межбанковского кредитования и ставка "overnight" по депозитным операциям Центрального банка, поскольку попытки использовать ставки по депозитам на более длительный срок не дали хороших результатов в ходе предварительных исследований.

Действительно, на долю депозитов "overnight" приходилось до 70% размещенных коммерческими банками средств. Рынок МБК также характеризовался преимущественно операциями на короткие сроки, что связано, отчасти, с низким доверием банков друг к другу, но в большей степени с особенностями самого рынка. Доля однодневных кредитов составляла 75–95% всего оборота рублевого рынка МБК.

Другие ставки Центрального банка не рассматривались, главным образом в силу того, что соответствующие операции не проводи лись на всем периоде наблюдений.

По предварительным результатам оценок можно было заключить, что на протяжении пост-кризисного периода процентная политика Банка России носила скорее адаптационный характер. Коэффици енты при показателях инфляции, обменного курса, выпуска демон стрировали "правильный" знак, однако их абсолютное значение на ходилось на уровне, меньшем единицы. Положительный знак при первых двух переменных говорил о том, что, в ответ на превыше ние фактических темпов роста цен потребительского рынка и ВВП своих целевых значений, Центральный банк в среднем ужесточал денежно-кредитную политику, способствуя повышению процентных ставок. При ускорении темпов реального укрепления национальной валюты Банк России, напротив, снижал ставки, стимулируя отток свободных средств на валютный рынок, увеличение спроса на дол лары и замедление темпов ревальвации. Коэффициент при значе нии инструмента в предыдущий период имел положительный знак и по модулю был меньше единицы, что свидетельствовало о том, что Банк России изменял ставки постепенно, минимизируя шоковое воздействие своей политики на денежный рынок.

Однако в новой спецификации моделей, при переходе к перемен ным годовых приростов, нам не удалось получить адекватной моде ли правила денежно-кредитной политики для инструментов про центных ставок. Во-первых, лучшее уравнение (см. табл. П8 При ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ ложения) обладает плохими статистическими свойствами: имеет низкую объясняющую силу (R2), коэффициент при целевой пере менной инфляции малозначим, более того, не выполняется условие отсутствия ошибок спецификации, что ставит под сомнение состоя тельность оценок коэффициентов. Во-вторых, полученные коэффи циенты имеют "неправильные" знаки: так, ускорение инфляции коррелирует со снижением процентных ставок, что также может свидетельствовать в пользу адаптационной, и даже неординарной процентной политики Банка России на пост-кризисном периоде.

Однако переменная лага процентной ставки положительна и имеет довольно большое значение, что указывает на сглаживающую по литику ЦБ в отношении процентных ставок, стремящегося снизить негативные эффекты резких колебаний этого инструмента на де нежный сектор и всю экономику. В общем, эти результаты могут являться подтверждением той гипотезы, что инструменты процент ной политики не являлись приоритетными для Банка России на всем периоде 2000–2003 гг.

На следующем шаге в качестве инструмента был выбран показа тель денежной базы. Центральный банк регулирует инфляцию, воздействуя на промежуточный ориентир — рост денежного предложения. Происходит это в основном через изменение де нежной базы — агрегата, в большей степени контролируемого денежными властями.

Теперь обсудим проблему выбора целевой переменной, отражаю щей уровень экономической активности. На первом этапе в качест ве двух альтернатив использовались показатели ВВП и промыш ленного производства. Попытки включения в модель правила вто рого агрегата — как при оценке уравнения с использованием про центных ставок, так и денежной базы, — не дали удовлетворитель ных результатов, поэтому далее мы сконцентрировались на пере менной годового роста ВВП. Оценка правила, где переменная эко номической активности была выражена реальным ростом ВВП, да вала хорошо интерпретируемые результаты (см. далее), однако, с точки зрения эконометрического качества уравнения, мы потерпели неудачу в попытке получить модель, удовлетворяющую всем необ ходимым требованиям. Так, одно из уравнений (см. табл. П1 При ложения) имело значительную автокорреляцию остатков, что могло быть устранено (см. табл. П9 Приложения) только за счет включе ния в модель неэкзогенных инструментов6.

В соответствии с тестами Ву–Хаусмана (Wu–Hausman).

4. ОЦЕНКА ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ В дальнейшем мы оценили модель с использованием других пере менных, отражающих рост экономики, — уровня безработицы и выпуска базовых секторов экономики. В первом случае эту попыт ку можно, в общем, также признать неудачной: переменная от клонения уровня безработицы от тренда имела высокий уровень значимости при сохранении на должном уровне других статисти ческих характеристик уравнения, однако, коэффициент при ней имел знак, не согласующийся с экономической теорией. Так, чем больше уровень безработицы отклоняется от желаемого (здесь мы использовали тренд — HP filter) в сторону роста безработицы, тем ниже должна быть экономическая активность и, значит, имеет смысл сохранять скорее смягчающий характер денежно-кредитной политики. Таким образом, в уравнении с использованием денеж ной базы в качестве инструмента знак при переменной, характе ризующей разрыв между фактическим и желаемым (трендовым) уровнем безработицы, должен быть скорее положительным, а не отрицательным, как получалось в наших оценках. Причиной для этого, возможно, является "нетрадиционная" зависимость между уровнем безработицы и выпуска в 2000–2003 гг.: как видно на рис. 4, эти переменные на пост-кризисном периоде имели явную положительную связь.

14% 12% UNEMPLSA 10% 8% 6% 4% GDPYGRSA 2% Рис. 4. Динамика экономического роста (GDPYGRSA) и безрабо тицы (UNEMPLSA) в 2000–2003 гг.

Июль- Июль- Июль- Июль- Январь- Январь- Январь- Январь- ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Замена переменной экономической активности на рост числа заня тых в экономике также не дала ощутимых результатов: в лучшем случае она оставалась незначимой (см. табл. П11 Приложения), в худшем — результаты эконометрического оценивания также не да вали адекватных знаков коэффициентов.

Наконец, когда мы вставили в уравнение переменную, отражающую отклонение роста реального выпуска базовых секторов экономики от трендового значения, мы смогли получить уравнение, сочетаю щее как адекватную интерпретацию, так и формальное наличие всех признаков состоятельности оценок. В результате итерацион ной процедуры, когда из всего множества инструментов нами был выбраны показатели, удовлетворяющие условиям отсутствия авто корреляции остатков и ошибок спецификации, а также обладающие свойством слабой экзогенности, мы получили правило денежно кредитной политики, где инструмент денежной базы реагирует на отклонения инфляции, выпуска базовых секторов экономики и среднемесячного реального обменного курса от своих целевых значений в тот же месяц (см. табл. П10 Приложения). Это правило по сути своей является forward-looking, поскольку при принятии решений о значении своей инструментальной переменной Банк Рос сии еще не имеет возможности наблюдать состояние экономики по результатам текущего месяца. Дальнейшие попытки увели чить горизонт планирования при том же наборе инструментов по зволили нам получить еще одну адекватную по интерпретации модель, обладающую необходимыми статистическими качествами (см. табл. П2 Приложения). В этом уравнении ориентиры по от клонению инфляции и реального обменного курса от своих целе вых значений сдвинуты еще на три месяца вперед, что дает осно вания полагать, что Банк России в своем поведении опирается на довольно малый горизонт прогнозирования будущей ситуации, не превышающий одного квартала. При этом некоторые модели ин фляции, построенные для пост-кризисного периода российской экономики (см, например, Воронина, Вдовиченко, 2001), опреде ленно показывают, что рост денежного предложения имеет отра жение в инфляционных процессах вплоть до 10 месяцев перспек тивы. Таким образом, одной из рекомендаций, отнесенных к де нежно-кредитной политике Банка России по результатам проекта, может являться предложение о расширении горизонта планирова ния при принятии решений.

В сравнении с моделями поведения ЦБ, где в качестве инструмента были выбраны процентные ставки, регулирование динамики де нежного предложения носило более выраженный активный харак 4. ОЦЕНКА ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ тер. Коэффициенты при всех целевых показателях значительно от личаются от нуля. Знак коэффициентов при инфляции и перемен ной активности экономики отрицательный, что соответствует теории и указывает на то, что реакцией Банка России на ускорение темпов инфляции и превышение темпа роста экономики над целевым явля ется сокращение темпов расширения денежного предложения, т.е.

ужесточение денежно-кредитной политики. При переменной, харак теризующей динамику реального обменного курса, знак, напротив, положительный, что также является адекватным. При увеличении темпов реального укрепления национальной валюты Банк России до пускает смягчение своей политики, что ведет к росту объема свобод ных рублевых средств на рынке, и далее спроса на иностранную ва люту. В конечном итоге темпы номинального обесценения рубля ус коряются, реального укрепления — замедляются.

На стадии предварительных исследований нами был получен "нело гичный" коэффициент при значении инструмента в предыдущий период: он был небольшим по величине (в пределах 0.1), но отри цательным по знаку. Т.е. казалось, что изменение денежной базы не сглаживалось Центральным банком, а напротив, скорее характе ризовалось обратной коррекцией. Однако в новой спецификации нами был получен "правильный" коэффициент при переменной рос та денежного предложения в предыдущем периоде — он был поло жительным по знаку и составлял от 0.4 до 0.8, что говорит о том, что по факту Банку России в среднем удается сглаживать динамику своего инструмента.

OLS — оценки правила денежно-кредитной политики. На вто ром этапе мы хотели проверить идею о возможности оценки прави ла денежно-кредитной политики альтернативным способом, обойдя проблему эндогенности, используя другой широко используемый для этой цели метод — метод наименьших квадратов, или OLS (Cuche, 2000;

Aron, Muellbauer, 2000). Этот способ предполагает непосредственное OLS-оценивание уравнения правила, в которое входят не фактические значения, а предварительно рассчитанные, в соответствии с некоторыми моделями, прогнозы ожидаемых зна чений целевых переменных.

Пользуясь результатами предыдущих исследований Ворониной, Вдовиченко (2001) и Дынниковой (2002), мы построили модели для показателей инфляции, ВВП и реального курса (см. табл. П4, П5, П6 Приложения). Инфляция в годовом выражении положительно зависит от накопленных инфляционных ожиданий, выраженных ла гом, роста денежной массы и регулируемых цен (на электроэнер ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ гию), тогда как рост реального ВВП приводит к повышению спроса на деньги, вследствие чего избыточная ликвидность расширяется более медленными темпами, в результате относительно снижая ин фляцию. При построении модели реального ВВП мы учли тот факт, что в ведении Банка России напрямую не входит построение про гнозов ВВП, и это учреждение в большей степени ориентируется на оценки Министерства экономического развития и торговли, таким образом, логично, что непосредственно ЦБ может прогнозировать рост реального ВВП в большей степени по его прошлой динамике, т.е. по тренду, выраженному константой, и лаггированным значе ниям. Кроме того, в модель в качестве корректирующего показате ля входит также рост цен на нефть. Что касается уравнения реаль ного курса, то здесь мы в большей степени опирались на результа ты Дынниковой (2002), оценивающей среднесрочную зависимость равновесного реального курса от таких экзогенных параметров, как рост цен на нефть, повышение регулируемых тарифов на энергию и изменение баланса капитальных потоков в процентах ВВП. Первые две переменные приводят к укреплению рубля, тогда как рост отто ка капитала снижает курс национальной валюты.

В результате в лучшей модели (см. табл. П3 Приложения) мы полу чили адекватные знаки реакции роста денежной базы отклонения инфляции, выпуска и реального курса от своих целевых значений.

Однако, к сожалению, переменная корректировки инфляции оказа лась незначимой. Это может быть связано с тем, что подобный ме тод оценки правила обладает явным недостатком в том смысле, что здесь неявно предполагается, что Центральный банк, принимая решения в отношении денежно-кредитной политики, использует модели целевых переменных точно такой же спецификации, какую использовали мы, что, очевидно, имеет небольшие шансы оказаться истиной. Тем не менее, результаты этой части исследования все же интересны, поскольку в целом не противоречат выводам, получен ным на других этапах: при проведении денежно-кредитной полити ки Банк России стремится сгладить рост денежной массы, и, кроме того, контролировать динамику реального курса, выпуска и, воз можно, инфляции. Еще одним примечательным результатом являет ся то, что все целевые переменные, входящие в модель, указывают на горизонт перспективного планирования вплоть до шести меся цев, тогда как лучшее правило, оцененное нами GMM, ориентирует ся не более чем на трехмесячный сдвиг. Это наблюдение дает на правление дальнейшим исследованиям, целью которых может быть оценка правила с большим горизонтом планирования путем подбо ра лучших инструментов в ходе процедуры GMM.

4. ОЦЕНКА ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ Интервенции и операции по стерилизации. На третьем этапе нашего исследования мы построили правило денежно-кредитной политики в виде системы двух одновременных уравнений, первое из которых описывает реакцию на состояние экономики такого инструмента ЦБ, как операции на открытом валютном рынке, или интервенций, тогда как второе уравнение стремится оценить про цесс стерилизации избыточного роста денежной массы. Таким об разом, мы определили две функции реакции, соответствующие вышеуказанным инструментам Банка России. Традиционным спо собом оценки системы одновременных уравнений на небольших выборках является двушаговый метод наименьших квадратов (TSLS), который также предполагает использование инструмен тальных переменных.

В результате подбора различных показателей интервенций и стери лизаций, а также различных индикаторов отклонений инфляции, выпуска и реального курса от целевых значений, нами был получен вид модели, имеющий "правильные" знаки значимых коэффициен тов (см. табл. П7 Приложения). В качестве инструментальных пе ременных нами был выбран тот же набор, который был использо ван в первоначальной модели, оцененной GMM (см. табл. П1 При ложения).

Переменная интервенций, оцененная в виде роста золотовалютных резервов с учетом выплат по внешнему долгу и коррекции взаим ной динамики курсов доллара США и евро, в процентах от денеж ной базы, реагирует только на колебания реального валютного кур са, стремясь их стабилизировать по отношению к долгосрочному тренду, оцененному HP-filter: если национальная валюта укрепля ется слишком быстрыми темпами, Банк России предъявляет допол нительный спрос на валюту на открытом рынке, наращивая золото валютные резервы, что приводит к снижению темпов укрепления рубля. Попытки добавить в первую функцию реакции отклонения инфляции и выпуска от своих целевых значений не увенчались ус пехом, таким образом, ни повышение цен потребителей, ни ситуа ция с экономическим ростом фактически не является ограничением для Банка России при проведении валютной политики.

Для оценки переменной стерилизаций мы использовали данные по годовому объему депозитов Банка России и Правительства, отнесенному к объему денежной базы. Согласно нашим оцен кам, фактически инструмент стерилизации избыточного роста денежной массы направлен на сглаживание колебаний инфля ции и выпуска, т.е. превышение роста потребительских цен ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ над планируемым коррелирует с ростом остатков на счетах в Бан ке России как со стороны коммерческих банков, так и органов го сударственного управления. С другой стороны, когда соответст вующая индикативная переменная демонстрирует затухание эко номической активности, интенсивность стерилизационных опера ций снижается. Наконец, объем стерилизации пропорционален объему интервенций.

Таким образом, последний этап также подтверждает наши предпо ложения о том, что, во-первых, основными целевыми переменными Банка России на пост-кризисном периоде являлись инфляция, уро вень экономической активности и обменный курс. Во-вторых, реа гируя на отклонения целевых переменных от своих целевых значе ний, Центральный Банк проводил политику, направленную на сни жение инфляции, поддержание экономического роста и сглажива ние колебаний реального обменного курса под действием внешних факторов.

5. ЗАКЛЮЧЕНИЕ Результаты оценки правила денежно-кредитной политики в случае России, полученные с использованием обобщенного метода момен тов, свидетельствуют о том, что регулирование Центральным бан ком денежного предложения носило активный характер, в то время как процентная политика была скорее адаптационной. Такие ре зультаты соответствуют нашим представлениям о свойствах денеж но-кредитной политики Банка России на пост-кризисном периоде и подтверждаются официальными заявлениями представителей по следнего.

Также в ходе анализа было выявлено, что, несмотря на формально декларируемую приоритетность задачи снижения инфляции, на практике при проведении денежно-кредитной политики Банк России в значительной степени ориентировался на поведение реального об менного курса, явным образом сглаживая колебания его динамики, а на отдельных этапах, возможно, воздействуя и на его равновесный в среднесрочной перспективе уровень. В качестве третьего ориентира Центральный Банк использует индикаторы экономической активно сти, стремясь поддержать темпы экономического роста.

Эти выводы подтверждаются эмпирическими оценками соответст вующих моделей правила всеми использованными нами методами.

Новым в мировой практике является то, что впервые правило де 5. ЗАКЛЮЧЕНИЕ нежно-кредитной политики было оценено в виде системы двух од новременных уравнений, где инструментами Центрального Банка являются показатели интервенций на открытом валютном рынке, направленные на сглаживание реального обменного курса, и, с другой стороны, операции по стерилизации, проводимые Банком России совместно с Министерством финансов, с целью снижения избыточного роста денежной массы, возникающего вследствие этих интервенций, стремясь поддержать инфляцию и реальный выпуск на должном уровне.

За рамками нашего исследования осталось обсуждение вопроса о том, какими именно должны быть параметры функции реакции Бан ка России, т.е. соответствуют ли эмпирические показатели правила денежно-кредитной политики Центрального Банка оптимальным значениям, и какими, учитывая специфику ситуации в России, мо гут быть последние.

ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ ПРИЛОЖЕНИЯ П1. Описание переменных Показатель Описание Источник 1. baseygr(hp) Темпы роста реального выпуска ГКС, базовых секторов экономики расчеты (промышленность, торговля, авторов строительство, транспорт, сельское хозяйство) по отношению к соответствующему месяцу год назад (сглаженный HP-filter) 2. bmygr Темпы роста денежной базы ЦБР по отношению к аналогичному месяцу год назад 3. brent Уровень мировых цен на нефть марки Всемирный Brent ($/bl) банк 4. brentygr Темпы роста мировых цен на нефть Всемирный марки Brent по отношению банк к аналогичному значению год назад 5. cpitwygr Целевой показатель инфляции ЦБР, в годовом выражении, расчеты интерполированный из годовых авторов ориентиров, указанных в ежегодных «Основных направлениях денежно-кредитной политики» Банка России, скорректированный с учетом внутригодовых заявлений официальных лиц 6. cpiygr Темпы роста потребительских цен ГКС по отношению к соответствующему месяцу предыдущего года 7. cpiygrf Прогноз годовой инфляции по модели, Расчеты приведенной в табл. П4 Приложения авторов ПРИЛОЖЕНИЯ Продолжение Показатель Описание Источник 8. elygr Темпы роста цен производителей ГКС в электроэнергетике по отношению к соответствующему месяцу год назад 9. emplygrsa(hp) Прирост числа занятых по отношению ГКС, к аналогичному месяцу предыдущего расчеты года, очищенный от сезонности авторов (сглаженный HP-filter) 10. gap_base Разность показателей baseygr Расчет и baseygrhp 11. gap_cpiw Разность показателей cpiygr и cpitwygr Расчет 12. gap_cpiw_f Разность показателей cpiygrf и cpitwygr Расчет 13. gap_emply Разность показателей emplygrsa Расчет и emplygrsahp 14. gap_gdp Разность показателей gdpygr и gdptygr Расчет 15. gap_gdp_f Разность показателей gdpygrf и gdptygr Расчет 16. gap_rera Разность показателей reraygr Расчет и reraygrhp 17. gap_rera_f Разность показателей rerafygr Расчет и reraygrhp 18. gdptygr Целевой показатель прироста реального ЦБР, ВВП по отношению к соответствующему расчеты месяцу год назад, интерполированный авторов из годовых ориентиров, указанных в ежегодных «Основных направлениях денежно-кредитной политики» Банка России 19. gdpygr Прирост реального ВВП по отношению ГКС к соответствующему месяцу год назад ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Продолжение Показатель Описание Источник 20. gdpygrf Прогноз годового прироста ВВП Расчеты по модели, приведенной в табл. П5 авторов Приложения 21. intervnet_bm_y Годовой объем интервенций, ЦБР, выраженных в приросте расчеты международных резервов ЦБ с учетом авторов выплат по внешнему долгу, в процентах денежной базы 22. irup_lcb7 Непокрытый паритет процентных ставок МВФ (IFS), между ставками по депозитам ЦБ ЦБР, сроком на 7 дней и семидневными расчеты ставками на Лондонском авторов межбанковском рынке (LIBOR), с учетом роста среднемесячного валютного курса 23. m2ygr Темпы роста денежной массы М2 по ЦБР отношению к аналогичному месяцу год назад 24. mbky Однодневная ставка Московского ЦБР межбанковского рынка по фактически привлеченным средствам 25. nx1_gdpsm Чистый экспорт товаров и услуг ЦБР в процентах ВВП, интерполированный расчеты на месячные данные авторов 26. overnighty Среднемесячная ставка привлечения ЦБР средств по депозитным операциям Банка России на денежном рынке сроком на один день 27. relpy Уровень цен производителей ГКС, в электроэнергетике, расчеты скорректированных на дефлятор ВВП авторов 28. relpyygr Прирост цен производителей ГКС, в электроэнергетике, расчеты скорректированных на дефлятор ВВП, авторов по отношению к соответствующему месяцу предыдущего года ПРИЛОЖЕНИЯ Окончание Показатель Описание Источник 29. rera Уровень реального обменного курса ЦБР рубля к доллару США, рассчитанный расчеты на основе среднемесячных значений авторов номинального курса и ИПЦ, с учетом инфляции в США 30. rerafygr Прогноз годового прироста Расчеты среднемесячного реального курса рубля авторов по отношению к доллару США, по модели, приведенной в табл. П Приложения (на основе прогноза переменной rera) 31. reraygr(hp) Годовые темпы изменения реального ЦБР обменного курса рубля к доллару США, расчеты рассчитанные на основе авторов среднемесячных значений номинального курса и ИПЦ (сглаженный HP-filter) 32. rereffygr(hp) Эффективный курс рубля, в годовом МВФ (IFS) выражении (сглаженный HP-filter) расчеты авторов 33. rgazpyygr Прирост цен на газ естественный, ГКС, скорректированных на дефлятор ВВП, расчеты по отношению к соответствующему авторов месяцу предыдущего года 34. stergovcb_bm_y Изменение остатков на счетах ЦБР, депозитов в ЦБ, объемов операций расчеты РЕПО и депозитов органов авторов госуправления, в годовом выражении, в процентах денежной базы 35. tomnexty Ставка ЦБ по привлечению депозитов ЦБР на условиях tomnext ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ П2. Результаты оценок моделей Вид оцениваемого уравнения:

bt = (1 – ) + (1 – )(t, k – t, k ) + (1 – )(yt, q– yt, q ) + + (1 – )(rert, l – rert ) + bt–1 + t.

, l Таблица П1. Первая модель правила денежно-кредитной политики, оце ненной GMM (инструмент — денежная база, переменная экономической ак тивности — реальный ВВП) Dependent Variable: BMYGR Method: Generalized Method of Moments Sample: 2000:01 2003: Included observations: No prewhitening Bandwidth: Fixed (3) Kernel: Bartlett Convergence achieved after: 18 weight matricies, 19 total coef iterations BMYGR=(1–C(5))C(1)+(1–C(5))C(2)(GAP_CPIW)+(1–C(5))C(3) (GAP_GDP)+(1–C(5))C(4)(GAP_RERA)+C(5)BMYGR(–1) Instrument list: CPIYGR(–5) OVERNIGHTY(–1) GDPYGR(–3) GDPYGR(–4) GDPYGR(–5) GDPYGR(–6) BRENTYGR(–1) BRENTYGR(–2) BRENTYGR(–5) BMYGR(–5) BMYGR(–7) IRUP_LCB7(–4) RELPYYGR(–2) RGAZPYYGR(–5) ELYGR(–3) REREFFYGR(–6) Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

C(5) 0.458976 0.063120 7.271506 0. C(1) 45.95675 0.960852 47.82914 0. C(2) –1.566979 0.320562 –4.888222 0. C(3) –2.233727 0.566408 –3.943671 0. C(4) 2.100170 0.107264 19.57951 0. R-squared 0.838240 Mean dependent var 45. Adjusted R-squared 0.822064 S.D. dependent var 11. S.E. of regression 4.759987 Sum squared resid 906. Durbin–Watson stat 0.792902 J-statistic 0. Количество степеней свободы составило: 16 инструментов – 5 коэффициентов = 11.

ПРИЛОЖЕНИЯ Таблица П2. Уравнение правила денежно-кредитной политики, оцененной GMM, в виде forward-looking Dependent Variable: BMYGR Method: Generalized Method of Moments Sample(adjusted): 2000:01 2003: Included observations: 42 after adjusting endpoints No prewhitening Bandwidth: Fixed (3) Kernel: Bartlett Convergence achieved after: 38 weight matricies, 39 total coef iterations BMYGR=(1–C(5))C(1)+(1–C(5))C(2)(GAP_CPIW(3))+(1–C(5))C(3) (GAP_BASE(0))+(1–C(5))C(4)(GAP_RERA(3))+C(5)BMYGR(–1) Instrument list: BMYGR(–5) M2YGR(–6) BMYGR(–7) OVERNIGHTY(–1) TOMNEXTY(–2) IRUP_LCB7(–3) IRUP_LCB7(–4) IRUP_LCB7(–5) CPIYGR(–5) GAP_BASE(–2) BASEYGR(–3) BASEYGR(–4) BASEYGR(–5) BASEYGR(–6) BRENTYGR(–4) BRENTYGR(–5) BRENTYGR(–6) BRENTYGR(–7) RELPYYGR(–1) RELPYYGR(–3) RGAZPYYGR(–6) ELYGR(–3) REREFFYGR(–6) REREFFYGR(–7) Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

C(5) 0.807441 0.015211 53.08311 0. C(1) 42.62679 0.614515 69.36654 0. C(2) –1.019127 0.162907 –6.255868 0. C(3) –0.739653 0.147551 –5.012857 0. C(4) 1.781515 0.137690 12.93863 0. R-squared 0.898730 Mean dependent var 45. Adjusted R-squared 0.887782 S.D. dependent var 11. S.E. of regression 3.905189 Sum squared resid 564. Durbin–Watson stat 2.226740 J-statistic 0. ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Таблица П3. Уравнение правила денежно-кредитной политики, оцененного OLS Dependent Variable: BMYGR Method: Least Squares Sample(adjusted): 2000:01 2003: Included observations: 38 after adjusting endpoints Convergence achieved after 5 iterations BMYGR=(1–C(5))C(1)+(1–C(5))C(2)(GAP_CPIW_F(6))+(1–C(5))C(3) (GAP_GDP_F(6))+(1–C(5))C(4)(GAP_RERA_F(6))+C(5)BMYGR(–1) Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

C(5) 0.727594 0.093000 7.823557 0. C(1)51.78477 3.583921 14.44919 0. C(2) –1.126403 1.061339 –1.061304 0. C(3) –4.077513 1.631285 –2.499571 0. C(4) 2.288381 0.494372 4.628864 0. R-squared 0.906834 Mean dependent var 46. Adjusted R-squared 0.895542 S.D. dependent var 11. S.E. of regression 3.810089 Akaike info criterion 5. Sum squared resid 479.0536 Schwarz criterion 5. Log likelihood –102.0700 Durbin–Watson stat 2. Таблица П4. Модель инфляции, используемая для оценки правила денеж но-кредитной политики методом OLS Dependent Variable: CPIYGR Method: Least Squares Sample: 2000:01 2003: Included observations: Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

CPIYGR(–1) 0.770955 0.026061 29.58323 0. BMYGR 0.030720 0.014807 2.074671 0. ELYGR 0.096884 0.014953 6.479026 0. GDPYGR –0.075674 0.051517 –1.468923 0. R-squared 0.967159 Mean dependent var 18. Adjusted R-squared 0.964756 S.D. dependent var 3. S.E. of regression 0.714063 Akaike info criterion 2. Sum squared resid 20.90530 Schwarz criterion 2. Log likelihood –46.60239 Durbin–Watson stat 1. ПРИЛОЖЕНИЯ Таблица П5. Модель ВВП, используемая для оценки правила денежно кредитной политики методом OLS Dependent Variable: GDPYGR Method: Least Squares Sample: 2000:01 2003: Included observations: Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

C2.139964 0.512299 4.177178 0. GDPYGR(–1)0.585190 0.087833 6.662556 0. BRENTYGR 0.020368 0.004585 4.441955 0. R-squared 0.823074 Mean dependent var 6. Adjusted R-squared 0.814649 S.D. dependent var 2. S.E. of regression 0.999234 Akaike info criterion 2. Sum squared resid 41.93570 Schwarz criterion 3. Log likelihood –62.26542 F-statistic 97. Durbin–Watson stat 1.881741 Prob(F-statistic) 0. Таблица П6. Модель реального обменного курса, используемая для оценки правила денежно-кредитной политики методом OLS Dependent Variable: RERA Method: Least Squares Sample(adjusted): 1999:01 2003: Included observations: 56 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

C 39.23796 10.51942 3.730048 0. BRENT 1.154923 0.112307 10.28366 0. NX1_GDPSM –1.085985 0.213191 –5.093960 0. RELPY 0.800721 0.132420 6.046843 0. R-squared 0.890919 Mean dependent var 102. Adjusted R-squared 0.884625 S.D. dependent var 12. S.E. of regression 4.156831 Akaike info criterion 5. Sum squared resid 898.5205 Schwarz criterion 5. Log likelihood –157.1717 F-statistic 141. Durbin–Watson stat 0.535379 Prob(F-statistic) 0. ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Таблица П7. Модель правила денежно-кредитной политики, оцененного в виде двух уравнений (интервенции и стерилизации) System: SYS_GOVCB_BM_Y Estimation Method: Two-Stage Least Squares Sample: 2000:01 2003: Included observations: Total system (balanced) observations Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

C(3) 8.076631 2.703574 2.987391 0. C(4) 1.249418 0.396138 3.153996 0. C(5) 3.648572 0.616436 5.918816 0. C(7) 0.148938 0.014205 10.48460 0. Determinant residual covariance 665627. Equation: INTERVNET_BM_Y=C(3)GAP_RERA Observations: R-squared –16.305109 Mean dependent var 121. Adjusted R-squared –16.305109 S.D. dependent var 27. S.E. of regression 115.2323 Sum squared resid 584253. Durbin–Watson stat 0. Equation: STERGOVCB_BM_Y=C(4)GAP_CPIW+C(5)GAP_GDP+ +C(7)INTERVNET_BM_Y Observations: R-squared 0.779581 Mean dependent var 24. Adjusted R-squared 0.769085 S.D. dependent var 15. S.E. of regression 7.448553 Sum squared resid 2330. Durbin–Watson stat 0. Для оценки этой системы правила денежно-кредитной политики методом TSLS исполь зовался в точности тот же набор инструментов, что и для модели, оцененной GMM (табл. П1.).

ПРИЛОЖЕНИЯ Таблица П8. Модель правила денежно-кредитной политики, оцененной GMM (инструмент — ставка МБК) Dependent Variable: MBKY Method: Generalized Method of Moments Sample(adjusted): 2000:01 2003: Included observations: 45 after adjusting endpoints No prewhitening Bandwidth: Fixed (3) Kernel: Bartlett Convergence achieved after: 5 weight matricies, 6 total coef iterations MBKY=(1–C(5))C(1)+(1–C(5))C(2)(GAP_CPIW)+ +(1–C(5))C(3)(GAP_GDP)+(1–C(5))C(4)(GAP_RERA)+ +C(5)MBKY(–1) Instrument list: RERAYGR(–1) RERAYGR(–4) BRENTYGR(–2) BMYGR(–3) BMYGR(–4) BMYGR(–6) BMYGR(–7) Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

C(5) 0.704903 0.245991 2.865560 0. C(1) 11.50868 2.879097 3.997321 0. C(2) –1.202203 0.750187 –1.602536 0. C(3) –2.593586 1.403586 –1.847828 0. C(4) 0.812911 0.370247 2.195590 0. R-squared 0.202982 Mean dependent var 7. Adjusted R-squared 0.123281 S.D. dependent var 4. S.E. of regression 3.982401 Sum squared resid 634. Durbin–Watson stat 2.645352 J-statistic 0. ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Таблица П9. Модель правила денежно-кредитной политики, оцененной GMM (инструмент — денежная база, целевая переменная роста экономики — ВВП), с корректированной автокорреляцией ошибок Dependent Variable: BMYGR Method: Generalized Method of Moments Sample(adjusted): 2000:02 2003: Included observations: 44 after adjusting endpoints No prewhitening Bandwidth: Fixed (3) Kernel: Bartlett Convergence achieved after: 26 weight matricies, 27 total coef iterations BMYGR=(1–C(5))C(1)+(1–C(5))C(2)(GAP_CPIW)+(1–C(5))C(3) (GAP_GDP)+(1–C(5))C(4)(GAP_RERA)+C(5)BMYGR(–1) Instrument list: BMYGR(–5) M2YGR(–6) BMYGR(–7) OVERNIGHTY(–1) TOMNEXTY(–2) IRUP_LCB7(–3) IRUP_LCB7(–4) IRUP_LCB7(–5) CPIYGR(–5) GAP_GDP(–1) GAP_GDP(–2) GDPYGR(–3) GDPYGR(–4) GDPYGR(–5) GDPYGR(–6) BRENTYGR(–1) BRENTYGR(–2) BRENTYGR(–5) RELPYYGR(–1) RELPYYGR(–2) RELPYYGR(–3) RGAZPYYGR(–6) ELYGR(–3) REREFFYGR(–6) Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

C(5) 0.798841 0.035556 22.46685 0. C(1) 49.48375 1.064883 46.46871 0. C(2) –0.991488 0.231047 –4.291290 0. C(3) –1.726486 0.564871 –3.056427 0. C(4) 2.339575 0.190933 12.25339 0. R-squared 0.890904 Mean dependent var 45. Adjusted R-squared 0.879715 S.D. dependent var 11. S.E. of regression 3.933312 Sum squared resid 603. Durbin–Watson stat 1.383162 J-statistic 0. ПРИЛОЖЕНИЯ Таблица П10. Модель правила денежно-кредитной политики, оцененной GMM (инструмент — денежная база, целевая переменная роста экономи ки — выпуск базовых отраслей), с корректированной автокорреляцией ошибок Dependent Variable: BMYGR Method: Generalized Method of Moments Sample: 2000:01 2003: Included observations: No prewhitening Bandwidth: Fixed (3) Kernel: Bartlett Convergence achieved after: 80 weight matricies, 81 total coef iterations BMYGR=(1–C(5))C(1)+(1–C(5))C(2)(GAP_CPIW)+(1–C(5))C(3) (GAP_BASE)+(1–C(5))C(4)(GAP_RERA)+C(5)BMYGR(–1) Instrument list: BMYGR(–5) M2YGR(–6) BMYGR(–7) OVERNIGHTY(–1) TOMNEXTY(–2) IRUP_LCB7(–3) IRUP_LCB7(–4) IRUP_LCB7(–5) CPIYGR(–5) GAP_BASE(–2) BASEYGR(–3) BASEYGR(–4) BASEYGR(–5) BASEYGR(–6) BRENTYGR(–4) BRENTYGR(–5) BRENTYGR(–6) BRENTYGR(–7) RELPYYGR(–1) RELPYYGR(–3) RGAZPYYGR(–6) ELYGR(–3) REREFFYGR(–6) REREFFYGR(–7) Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

C(5) 0.736060 0.018418 39.96367 0. C(1) 42.07632 0.376917 111.6330 0. C(2) –0.397336 0.066695 –5.957464 0. C(3) –0.364798 0.100637 –3.624878 0. C(4) 1.043832 0.047075 22.17359 0. R-squared 0.882281 Mean dependent var 45. Adjusted R-squared 0.870509 S.D. dependent var 11. S.E. of regression 4.060625 Sum squared resid 659. Durbin–Watson stat 1.731205 J-statistic 0. ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Таблица П11. Модель правила денежно-кредитной политики, оцененной GMM (инструмент — денежная база, целевая переменная экономической ак тивности — рост занятости) Dependent Variable: BMYGR Method: Generalized Method of Moments Sample: 2000:01 2003: Included observations: No prewhitening Bandwidth: Fixed (3) Kernel: Bartlett Convergence achieved after: 81 weight matricies, 82 total coef iterations BMYGR=(1–C(5))C(1)+(1–C(5))C(2)(GAP_CPIW)+(1–C(5))C(3) (GAP_EMPLY)+(1–C(5))C(4)(GAP_RERA)+C(5)*BMYGR(–1) Instrument list: BMYGR(–5) M2YGR(–6) BMYGR(–7) OVERNIGHTY(–1) TOMNEXTY(–2) IRUP_LCB7(–3) IRUP_LCB7(–4) IRUP_LCB7(–5) CPIYGR(–5) BRENTYGR(–4) BRENTYGR(–5) BRENTYGR(–6) BRENTYGR(–7) RELPYYGR(–1) RELPYYGR(–3) RGAZPYYGR(–6) ELYGR(–3) REREFFYGR(–6) REREFFYGR(–7) GAP_EMPLY(–2) GAP_EMPLY(–3) GAP_EMPLY(–7) BASEYGR(–3) BASEYGR(–4) Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

C(5) 0.846111 0.030826 27.44800 0. C(1) 40.88118 0.852743 47.94077 0. C(2) –1.240039 0.545766 –2.272106 0. C(3) –2.364778 1.449476 –1.631470 0. C(4) 0.721611 0.264056 2.732798 0. R-squared 0.883118 Mean dependent var 45. Adjusted R-squared 0.871430 S.D. dependent var 11. S.E. of regression 4.046162 Sum squared resid 654. Durbin–Watson stat 2.039549 J-statistic 0. СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ Воронина Виктория и Анна Вдовиченко (2001) Инфляционные процессы в российской экономике до и после кризиса 1998 г.: монетарные и немоне тарные факторы, доклад на Круглом столе "Реальный валютный курс и эко номический рост", организованном Московским общественным научным фондом при поддержке USAID, http://www.eeg.ru/publications_a.html.

Дробышевский С. и А. Козловская (2002) Внутренние аспекты денежно кредитной политики России, Научные труды ИЭПП №45Р, www.iet.ru.

Дынникова Оксана (2002) Реальный обменный курс и экономический рост, доклад на Третьей Международной научной конференции "Модернизация экономики России: итоги и перспективы", Высшая школа экономики, http://www.eeg.ru/vist_conf.html.

Aron, Janine and John Muellbauer (2000) Monetary Transmission and Policy Rules in South Africa, Econometric Society World Congress 2000, Contributed Papers 1627.

Ball, Laurence (1997) Efficient Rules for Monetary Policy, NBER WP 5952, then published in International Finance 2 (1), April 1999, 63–83.

Ball, Laurence (1999) Policy rules for open economies, in: J.B. Taylor, ed., Monetary policy rules, The University of Chicago Press and NBER Business Cy cles Series, Volume 31.

de Brouwer, Gordon and James O’Regan (1997) Evaluating Simple Monetary policy Rules for Australia, in: Philip Lowe, ed., Monetary Policy and Inflation Targeting (Proceedings of a Conference) Clarida, R., J. Gali, and M. Gertler (1998) Monetary policy rules in practice:

Some international evidence, European Economic Review 42 (6), 1033–1067, and NBER WP 6254.

Clarida, R., J. Gali, and M. Gertler (2000) Monetary policy rules and macroeco nomic stability: Evidence and some theory, Quarterly Journal of Economics (1), 147–180, and NBER WP 6442.

Clarida, Richard H. (2001) The empirics of monetary policy rules in open economies, NBER WP 8603.

Cuche Nicolas A. (2000) Monetary policy with forward-looking rules: The Swiss case, Swiss National Bank WP 00.10, Study Center Gerzensee.

Davidson Russell and James G. MacKinnon (1993) Estimation and Inference in Econometrics, Oxford: Oxford University Press.

Ericsson Neil R. and John S. Irons (1994) eds., Testing Exogeneity, Oxford:

Oxford University Press.

Favero Carlo A. (2001) Applied Macroeconometrics, Oxford: Oxford University Press.

ПРАВИЛА ДЕНЕЖНО-КРЕДИТНОЙ ПОЛИТИКИ БАНКА РОССИИ Greene William H. (2000) Econometric Analysis, the 4th ed., Prentice Hall.

Hamilton, James D. (1994) Time series analysis, Princeton: Princeton University Press.

Johnston, Jack and John DiNardo (1997) Econometric Methods, the 4th ed., The McGraw-Hill Companies, Inc.

McCallum, Bennett T. (1993) Specification and Analysis of a Monetary Policy Rule for Japan, Bank of Japan Monetary and Economic Studies 11, 1–45.

McCallum, Bennett T. (1997) Issues in the Design of Monetary Policy Rules, NBER WP 6016.

Orphanides, Athanasios (1998) Monetary Policy Rules Based on Real-Time Data, Finance and Economics Discussion Series 1998–03, Federal Reserve Board.

Taylor, John B. (1993) Discretion versus Policy Rules in Practice, Carnegie Rochester Conference series on Public Policy 39, 195–214.

Taylor, John B. (1999) A Historical Analysis of Monetary Policy Rules, in:

John B. Taylor, ed., Monetary Policy Rules (University of Chicago Press for NBER Business Cycles Series, Volume 31).




© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.