WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 5 | 6 |   ...   | 42 |

5. Green (2008). Econometric Analysis // Prentice Hall, 6th Edition, 2008.

6. Mishkin F. S. (2007). Inflation Dynamics // NBER Working Paper.

13147.

7. Stock J.H. and Watson M.W. (2003). Forecasting Output and Inflation:

The Role of Asset Prices // Journal of Economic Literature 41:788–829.

(N. 41. P 788–829.) 8. Stock J.H. and Watson M.W. (2007). Why Has U.S. Inflation Become Harder to Forecast // Journal of Money, Credit and Banking. Vol. 39.

P.3–9. Stock J.H. and Watson M.W. (2008). Phillips Curve Inflation Forecasts // NBER Working Paper. 14322.

10. Shephard Neil (1994). Partial Non-Gaussian State Space // Biometrika.

Vol. 81. N. 1 (Mar.). P. 115–131.

11. Titterington D.M., Smith A.F., Makov U.E. (1985). Statistical Analysis of Finite Mixture Distriburions // Chichester: Wiley.

Раздел 1. Макроэкономика и финансы Анализ инерционности российской инфляции А. Ким Введение Инфляция является одним из фундаментальных показателей экономической ситуации в стране. Само существование явления инфляции создает различные издержки, например, «издержки меню», связанные с необходимостью менять цены, издержки, связанные с тем, что возрастающий уровень цен требует более частых и объемных денежных транзакций и др. Поэтому важно для экономических агентов иметь единое представление относительно будущего уровня цен.

Ожидания роста уровня цен зависят от роста уровня цен предыдущих лет. Иными словами, если в прошлом произошел определенный ценовой шок, то его влияние может чувствоваться на протяжении какого-то отрезка времени даже после того, как влияние факторов, вызвавших этот шок, было устранено. Сохранение ценовых шоков может происходить не только вследствие механизма ожиданий экономических агентов, но и вследствие других экономических механизмов.

В данной работе мы рассматриваем такой вопрос, как инерционность инфляции. Существует большое количество работ, описывающих причины возникновения инфляции и природу ее инерционности. Например, в работе (Calvo, 1983) рассматривается изменение цен фирмами в зависимости от ожидаемых цен других фирм и предполагаемого спроса. Работа (Taylor, 1980) описывает модель инерционности безработицы на основании формирования контрактов о размере зарплаты работников на определенный период. Отсюда следует инерционность уровня цен, дающая объяснение кривой Филлипса. В работе (Fuhrer, Moore, 1995) рассматриваются контракты, в которых агенты заботятся не об абсолютном, а о реальном значении их будущей зарплаты. Показано, что это также вызывает увеличение инерционности инфляции.

Инерционность инфляции означает сохранение ценового шока (т.е.

отклонение относительного изменения уровня цен от «естественного» уровня) на протяжении длительного периода времени. Методы измерения инерционности инфляции были разработаны в работах Тэйлора (Taylor, 2000), Нэйсона (Nason, 2006), Стока и Уотсона (Stock, Watson, 2006), Cogley и Sargent (Cogley and Sargent, 2005). В них рассматривает Российская экономика: взгляд молодых исследователей ся инерционность инфляции в США во второй половине XX века и в начале XXI. Делается вывод о том, что инерционность инфляции в США была достаточно высокой вплоть до начала 80-х годов. При этом у ученых-экономистов существуют различные взгляды на способ измерения инерционности. В нашей работе сделана попытка оценить изменение инерционности инфляции в России, используя различные методы, учитывающие специфику изменения российской макроэкономической ситуации. В первой части работы рассматривается природа ценовых шоков. Во второй части рассмотрены модели, при помощи которых предпринимается попытка оценить инерционность. Таких моделей три:

модель авторегрессии AR(p), модель скользящего среднего первого порядка MA(1), модель ненаблюдаемых составляющих UC. Каждая из них по-разному описывает инерционность инфляции. В третьей части работы обосновывается выбор каждой модели и производится с их помощью оценка интересующих нас параметров. Затем сопоставляются полученные результаты. В заключении сделаны выводы.

1. О ценовых шоках Ценовые шоки могут вызываться различными факторами и поразному влиять на показатели, с помощью которых мы оцениваем инфляцию. Среди возможных причин ценовых шоков выделим следующие:

1) монетарная политика государства;

2) изменение ожиданий фирм относительно будущего уровня инфляции;

3) колебания валютного курса и, следовательно, цен импортируемых товаров;

4) изменение налоговой политики;

5) влияние процентной ставки;

6) циклические колебания экономики.

Примерами влияния колебаний курса валют и мировых цен может стать снижение цен на компьютерную технику вплоть до начала мирового кризиса 2008 г., а затем их резкий рост. В то же время в России стабильно высокие цены на бензин, что связано как с высокой монополизацией отрасли, так и с отсутствием конкурентов из других стран.

Поэтому падение цен на нефть на мировом рынке слабо сказалось по сравнению с общемировым уровнем на цене бензина в России.

Раздел 1. Макроэкономика и финансы 2. Способы оценки инерционности инфляции Инфляция является высокоинерционной, если при резком отклонении относительной скорости роста цен от общего уровня цен это отклонение будет наблюдаться и в последующих периодах. Таким образом, измерение инерционности означает нахождение меры того, насколько долго инфляция не будет возвращаться к своему предыдущему уровню после ценового шока. Однако возможен вариант, что такого уровня не существует вообще и шоковое воздействие определяет дальнейший уровень изменения цен на очень долгий период.

Наиболее простой способ определения инерционности инфляции был предложен в работе Тэйлора (Taylor, 1991). Тэйлор строит регрессию квартальных данных процентного изменения дефлятора ВВП, нормированного по длине периода, равной году:

n = c0 +, t i t-i i=где – оценка уровня инфляции в период t (процентного изменения t дефлятора ВВП), c0 – константа, i – оцениваемые коэффициенты.

n S = Cумма коэффициентов авторегрессии при лаговой переi i=менной может выступать в качестве показателя инерционности инфляции. Она показывает суммарный шоковый эффект изменения цен в прошлом. Тэйлор оценил значение наибольшего корня авторегрессии.

Его величина является мерой инерционности – чем ближе он к единице, тем увереннее можно сказать, что модель AR(p) представляет собой нестационарный процесс случайного блуждания. Если это так, то шоковый эффект длится бесконечно долго – инфляция высокоинерционна.

Для того чтобы выполнить оценку наибольшего единичного корня, определяется соответствующая adf-статистика. Затем, на основании результатов, полученных в работе Стока (Stock, 1991), определяется медианное значение наибольшего коэффициента авторегрессии. В работе Российская экономика: взгляд молодых исследователей используется способ оценки, описанный Нэйсоном (Nason, 2006). Моn дель инфляции – - = ( - )+, t 0 j t - j 0 t j=где – случайная величина с матожиданием ноль и конечной дисперt сией, = ln(Pt )- ln(Pt -1), – среднее значение, Pt – уровень t 0 t цен в период t.

Второй способ оценки инерционности был изложен в работе Стока и Уотсона (Stock, Watson, 2005). Модель, предложенная ими, предполагает построение процесса скользящего среднего вида = (1-L)t, где t – некоррелированная случайная величина с t нулевым средним и постоянной дисперсией, L – оператор лага.

Рассмотрим модель MA(1). Для такой модели мерой инерционности инфляции является коэффициент. Если 1, то модель скользящего среднего является обратимой и ее можно представить в виде t = it - i + t, i = = t -t-1, t = t-1 -t-2 t-1 = + t-2, t-1 t-L = t -( + t-2 ) = t - - -... = t -, t t-1 t-1 t-2 t 1-L = -.

i 1i=Из последнего выражения видно, что чем ближе значение к единице, тем быстрее инфляция возвращается к своему предыдущему значению, тем менее она инерционна. Чем ближе к нулю, тем дольше длится шоковое воздействие. Например, если = 0, то =, а, t t следовательно, текущий уровень изменения инфляции никак не зависит от предыдущих уровней – инфляция достаточно высокоинерционная.

Раздел 1. Макроэкономика и финансы Наоборот, если = 1, то = - = + +, в измеt t t -1 t -2 t -2 t нение инфляции входит предыдущий шок с противоположным знаком, следовательно, инфляция низкоинерционна. При -1, = +, что свидетельствует о высокой инерционности инt t t-фляции.

Другой вариант данного подхода предполагает разложение изменения уровня инфляции на случайное блуждание t и шум t. Данное предположение было впервые высказано в работе Стока и Уотсона (Stock, Watson, 2005). В работе Нэйсона (Nason, 2006) данная модель записана следующим образом:

t = ln(Pt )- ln(Pt-1), t = t + t, t ~ N(0, ), t = t-1 +, ~ N(0, ).

t t В данной модели нас интересует изменение дисперсий обоих показателей: тренда и шоковой переменной. Чем больше дисперсия стохастического тренда (чем больше дисперсия ), тем сильнее меняется ожиt даемый уровень изменения инфляции, тем более она инерционна. Наоборот, при небольшой величине дисперсии постоянного уровня инфляции, при условии небольшого вклада переменной составляющей, инфляция будет менее инерционной. Неинерционной она будет и при большой дисперсии t, но дисперсия ее будет расти. Однако с точки зрения инерционности ее можно было бы назвать менее инерционной, так как в этом случае изменение инфляции в первом периоде слабее повлияет на ее значение во втором. Если такое же изменение произошло при условии небольшой дисперсии шума t, то скорее всего это было бы связано с существенной сменой ожидаемой инфляции, а следовательно, с проявлением большего эффекта инерционности.

Российская экономика: взгляд молодых исследователей 3. Оценка и результаты 3. 1. Оценка В качестве оценки уровня инфляции были использованы сцепленные индексы потребительских цен и цен производителей в помесячном выражении. Данные получены с сайта Федеральной службы государственной статистики РФ. Сравним методики построения ИПЦ и ИЦП в России.

Построение ИПЦ является приоритетной задачей российских статистических органов. Однако этот индекс несет в себе ряд недостатков.

Во-первых, веса для ИПЦ берутся с запозданием на один год, и пересмотра значения индекса после получения новых данных о потребительской корзине не производится. Во-вторых, используемая формула расчета ИПЦ представляет собой индекс цен Ласпейреса (индекс цен, взвешенных по весам базисного периода), который сходится к индексу Дивизиа медленно. Кроме того, при построении индекса используются веса предыдущего периода и статистически завышается значение изменения цен. Все это вносит погрешность в оценку ИПЦ.

На оценку ИПЦ также влияют изменение мировых цен, колебания курса рубля. В случае роста цен за рубежом эффект передается на российские рынки соответствующих импортируемых товаров.

ИЦП строится по тому же принципу, что и ИПЦ, однако при расчете используются веса, отстающие от текущего момента на два года. Кроме того, на ИЦП в меньшей мере влияет изменение внешних цен. Следовательно, те отрасли, которые больше зависят от производителей внутри страны, слабее подвержены эффектам, которые происходят на мировом рынке.

1) модель AR(p) Оценка производилась на основе данных, характеризующих инфляцию в России с 1991 по 2008 г. Были устранены сезонные составляющие временных рядов. Затем произведен переход к логарифмам отношения уровней цен, т.е. прологарифмирован ряд сцепленных индексов. Порядок авторегрессии определялся из условия минимума критерия Шварца.

В качестве ширины окна брались периоды в 24, 36 и 48 месяцев.

Было выполнено два вида оценок.

Весь диапазон данных был разбит на три участка: до кризиса 1998 г.

(01.1991M1–12.1997), во время кризиса (12.1997–03.1999), послекризисный период (04.1999–12.2008). Это связано с тем, что во время кризиса, Раздел 1. Макроэкономика и финансы вероятно, изменилось поведение инфляции. Поэтому оценки проводились на первом и третьем интервале. В роли величины в таком случае выступает усредненное значение инфляции на всем промежутке.

Это дает неточные результаты по высокой волатильности инфляции, т.е.

в первых двух периодах, потому что данное предположение накладывает ограничение на постоянство естественного уровня инфляции на выбранном промежутке. Также при выборе данной модели невозможно оценить инфляцию на левом и правом конце рассматриваемых интервалов на расстоянии половины ширины окна. Таким образом, чем на большее число промежутков разбит рассматриваемый временной ряд, тем больше становится точек с неоцененным значением инерционности.

Широкие доверительные интервалы можно объяснить тем, что в окно входит слишком мало измерений. Поэтому также была произведена оценка существования единичного корня на интервалах целиком.

При втором варианте оценки использовались скользящие окна. То есть оценка производилась на определенных временных отрезках, значение оцененных параметров приписывалось к центру временного интервала. Затем происходили сдвиг центра временного интервала, определение его ширины и новая оценка. В качестве среднего значения инфляции выступало среднее значение инфляции на ширине окна. Есть основания полагать, что это позволяет более точно реагировать на изменение естественного уровня на серединах интервалов, но снижает точность в местах их стыковки. Полученные результаты были сглажены с использованием гауссовского ядра.

2) модель MA(1) Так же как и при оценке AR(p), весь интервал был разделен на три промежутка и рассмотрена возможность оценки моделью MA(1) первого (01.1991–12.1997) и третьего (04.1999–12.2008) из них. Производилась оценка сцепленного ИПЦ. Для оценки количества лагов был проведен тест Вальда. Альтернативами MA(1) были MA(2)–MA(4). Вторым способом отбора подходящей модели был выбор модели с наименьшим значением критерия Шварца. В качестве выборок для оценок использовались периоды 12.1991–12.1997 и 01.1999–12.2008. Также стоит упомянуть коррелограмму значений приращений t Российская экономика: взгляд молодых исследователей 3) модель UC Оценка производилась по ИПЦ и по ИЦП. Из записи модели в форме, представленной ниже, следует, что t = ln(Pt )- ln(Pt-1), t = t + t, t ~ N(0, ) E(t+1)= t.

t = t-1 +, ~ N(0, ).

t t Поскольку нас интересуют дисперсии, а t, t; t-1, (нет пробеt лов после запятых)– независимые случайные величины, то дисперсия их суммы или разности будет равна сумме дисперсий. Отсюда получим оценки для дисперсий t и :

t =, E можно оценить, используя фильтрацию Калt E (t -1) t -мана.

Дисперсия была оценена при помощи скользящего окна шириt ной 24 месяца. Уменьшение дисперсии случайного блуждания приводит к уменьшению инерционности инфляции.

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 5 | 6 |   ...   | 42 |



© 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.