WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 10 | 11 || 13 | 14 |   ...   | 31 |

3.1. Анализ влияния денежных шоков на реальный сектор экономики 3.1.1. Таргетирование инфляции Венгрия Выявление влияния денежных переменных на реальный выпуск для Венгрии проводилось на месячных данных с января 1992 по сентябрь 2002 года. В качестве переменных для этого исследования были взяты переменные денежной базы (MB) и денежной массы М2 (М2) (данные Национального банка Венгрии), индекс | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках промышленного производства (1995 год = 100) и индекс потребительских цен (1995 год = 100). Проверка гипотезы проводилась как на всем интервале, так и на двух подпериодах. Первый подпериод с января 1992 по март 1995 года, характеризовался политикой таргетирования номинального обменного курса. Второй подпериод, начиная с апреля 1995 – это период политики наклонного валютного коридора78.

Согласно тестам на стационарность (см. таблицу 3.1.1), переменная выпуска стационарна на всем периоде относительно детерминированного тренда, однако на втором подпериоде гипотеза о стационарности отвергается, ряд логарифма реального выпуска можно считать интегрированным первого порядка. Ряды цен и денежных агрегатов (М2 и MB) стационарны в первых разностях как на всем временном интервале, так и на подпериодах.

Оценивание на периоде 1992:01–2002:09. Поскольку выпуск на заданном интервале стационарен относительно тренда, тестировалась долгосрочная взаимосвязь между ценой и исследуемыми переменными (тест на коинтеграцию Йохансена, таблица 3.1.2), а затем оценивалась модель векторной авторегрессии с учетом выявленной взаимосвязи. Так, мы будем рассматривать векторную модель с коррекцией ошибок в случае денежной массы М2, и простую модель векторной авторегрессии в случае денежной базы. Для выбора количества лагов в модели векторной авторегрессии с коррекцией ошибок мы оценили варианты модели с количеством лагов от 1 до 12. Как видно из таблицы 3.1.3, согласно информационному критерию Шварца для обоих показателей денежного предложения наилучшие статистические качества имеют модели с количеством лагов, равным шести. Согласно двум другим статистическим критериям – Акаике и LogLikelihood Ratio – статистические качества моделей возрастают с увеличением количества лагов. Однако, поскольку с увеличением числа лагов у нас сильно сокращается число степеней свободы, при выборе конечной спецификации мы в данном случае больше полагаемся на критерий Шварца.

Функции импульсного отклика логарифма выпуска на шоки M2 и денежной базы (см. рис. 3.1.1) показывают незначимое влияние денежного предложения на реальный выпуск. В то же время, в обоих случаях очевидно отрицательное влияние на динамику реального выпуска шоков цен, связанных с ускорением роста денежной массы. Таким Также была произведена попытка оценить влияние официального заявления о переходе к таргетированию инфляции, а именно, в модель в качестве экзогенной объясняющей переменной была включена логическая переменная на июнь 2001 года. Однако данная переменная была исключена из всех моделей из-за статистической незначимости оценки соответствующего коэффициента.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках образом, в целом на всем периоде наблюдений можно предположить, что в периоды относительно высокой инфляции темпы роста реального выпуска замедлялись.

Дальнейшее исследование влияние шоков денежного предложения на выпуск на отдельных подпериодах для Венгрии, а также для других стран, будет построено по схеме, аналогичной описанной выше: сначала мы проводим проверку на наличие коинтеграции между переменными (в случае наличия не менее двух нестационарных переменных), после чего оценивается набор моделей парных векторных авторегрессий для выбора наилучшего числа лагов, и, в конце, оценивается модель векторной авторегрессии или векторной коррекции ошибок для получения графика импульсной функции отклика. Необходимо отметить, что перебор числа лагов в моделях векторной авторегрессии составляет от 1 до 12 (для месячных данных), но в зависимости от числа степеней свободы (продолжительности периода) максимальное тестируемое число лагов может быть меньше 12. Для квартальных данных перебор производится по числу лагов от 1 до 4.

Оценка на первом подпериоде 1992:01–1995:03. Как показано в таблице 3.1.1, на данном временном интервале порядок интегрированности временных рядов рассматриваемых переменных аналогичен тому, который наблюдался и на всем периоде наблюдений. Тест Йохансена на коинтеграцию (см. таблицу 3.1.4) не позволил отвергнуть гипотезу об отсутствие коинтеграции в обоих случаях. Наилучшая спецификация модели векторной авторегрессии соответствует, согласно критерию Шварца (см. таблицу 3.1.5), случаю шести лагов как для денежного агрегата M2, так и для денежной базы. Из-за небольшого числа наблюдений мы рассматривали варианты моделей с числом лагов от 1 до 6.

Импульсные отклики выпуска на деньги и цены (см. рисунок 3.1.2) выявляют значимое положительное влияние как денежных, так и ценовых шоков на выпуск в модели с денежной массой М2, при этом отклик остается значимым на временном интервале до 4–5 месяцев. Модель, основанная на денежной базе в качестве переменной денежного предложения, не дает значимых откликов выпуска на неожиданный шок в ценах.

Оценка на втором подпериоде 1995:04–2002:09. На втором подпериоде переменная выпуска нестационарна (см. таблицу 3.1.1), тесты на коинтеграцию выявляют по одному коинтеграционному соотношению между эндогенными перменными в модели векторной авторегрессии в обоих случаях (М2 и денежная база), см. таблицу 3.1.6.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Согласно статистическим критериям (критерий Шварца) наилучшие характеристики имеет модель векторные модели с коррекцией ошибок с числом лагов, равным 5 для случая денежной массы М2, и двум – для случая денежной базы (см.

таблицу 3.1.7). Из-за небольшого числа наблюдений здесь мы также рассматривали варианты моделей с числом лагов от 1 до 6.

Как видно из приведенных графиков импульсных функций отклика (см. рисунок 3.1.3), в модели с денежной массой М2 наблюдается непродолжительный (до 2 месяцев) отрицательный отклик выпуска на ценовой шок, тогда как в модели с денежной базой статистически значимым следует признать положительный отклик выпуска на денежный шок, на временном интервале до 3 месяцев.

* * * Суммируя полученные результаты, необходимо отметить, что в Венгрии непосредственная связь между шоками денежного предложения и выпуском присутствовала только в начале рассматриваемого периода (до 1995 года), когда правительство продолжало стимулировать производство за счет государственных расходов и денежных вливаний. С усилением бюджетной и финансовой дисциплины в 1995 году (см. раздел 1.2) динамика денежного предложения перестала оказывать значимое влияние на реальный выпуск. Вместе с тем, оценки на всем временном интервале указывают на тот факт, что в период более высоких темпов инфляции темпы роста выпуска были ниже, чем в период относительно низких месячных темпов прироста цен.

Согласно результатам теста Гренжера на причинно-следственную связь влияние денежных агрегатов на выпуск наблюдается при включении до 4 лагов при использовании в модели денежной базы и до 9 лагов – для денежной массы М2 (на 5% уровне значимости).

Количество лагов влияния 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 D(LNMB) не оказывает влияния по Гренжеру на LNY 0.84 0.22 0.30 0.41 0.30 0.44 0.90 0.50 0.58 0.34 0.25 0.LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNMB) 0.05 0.00 0.00 0.03 0.16 0.33 0.48 0.25 0.17 0.34 0.74 0.D(LNM2) не оказывает влияния по Гренжеру на LNY 0.11 0.08 0.00 0.00 0.78 0.85 0.55 0.23 0.12 0.13 0.24 0.LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM2) 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.01 0.01 0.05 0.04 0.06 0.16 0.В таблице приведены значения P-value статистик.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Чехия Для выявления влияния предложения денег и цен на реальный выпуск в экономике Чехии нами использовались показатели денежной массы М2 (М2) М1 (М), наличных денег М0 (М0) и денежной базы (МB). Необходимо отметить, что временной ряд денежной базы был взят с сайта Чешского Национального Банка, а переменная резервных денег, публикуемая МВФ (International Financial Statistics), не использовалась в исследовании, поскольку наблюдается существенный скачок в данных начиная с января 2002 года, что может быть объяснено изменением методики подсчета данного показателя. В качестве показателя выпуска был выбран индекс промышленного производства с базой 1995 года. Уровень цен представлен базисным индексом потребительских цен с базой 1995 года. Оценка модели производилась на временном интервале с января 1993 по октябрь 2002 года. Количество наблюдений (118) позволило нам разбить данный период на два подпериода, на границе которых, в декабре 1997 года, могли произойти структурные изменения в зависимостях. Так, первый подпериод с января 1993 по декабрь 1997 года характеризуется режимом фиксированного обменного курса и с элементами таргетирования денежного предложения (М2), в то время как после декабря 1997 года был установлен режим инфляционного таргетирования. В модели также была введена фиктивная переменная, отвечающая за май 1997 года, когда в Чехии произошел валютный кризис, и денежные власти отказались от политики фиксированного курса национальной валюты.

Оценка на периоде 1993:01–2002:10. Результаты тестов на единичный корень приведены в таблице 3.1.8. На всем интервале наблюдений переменные логарифмов выпуска, денег (кроме М0) и цен нестационарны, что требует оценивания моделей с коррекцией ошибок. Результаты теста Йохансена (см. таблицу 3.1.9) выявляют коинтеграционных соотношения для моделей векторных авторегрессий, где в качестве показателя денежного предложения фигурируют денежные агрегаты М2 и М1.

Выбор количества лагов в моделях векторной авторегрессии с коррекцией ошибок определялся согласно статистическим критериям для оцененных моделей с количеством лагов от 1 до 12. Как видно из таблицы 3.1.10 оптимальные значения критериев для всех денежных переменных в большинстве случаев указывают на количество лагов, равное 6. Существуют также локальные оптимумы критериев для моделей с 4 и 8 лагами (для денежной базы и М0).

Функции импульсного отклика логарифма выпуска на шоки в переменных денежного предложения и цен приведены на рисунке 3.1.4. Как видно из графиков, практически во всех случаях отклики реального выпуск на денежные и ценовые шоки | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках оказались незначимы. Существенно значимый (положительный) отклик реального выпуска был зафиксирован лишь для шока денежного предложения в модели, включающей показатель М1.

Оценка на периоде 1993:01–1997:12. На данном подпериоде тесты на стационарность свидетельствуют в пользу стационарности выпуска относительно детерминированного линейного тренда (см. таблицу 3.1.8), тогда как ряды всех показателей денежного предложения – интегрированные первого порядка. Тест Йохансена (таблица 3.1.11) указывает на наличие коинтеграционных соотношений между денежными агрегатами и ценами в случаях переменных денежной базы и наличных денег.

Из-за небольшого числа наблюдений на данном временном интервале мы рассматривали модели векторной авторегрессии с числом лагов от 1 до 6. Согласно статистическим критериям (см. таблицу 3.1.12), оптимальная глубина лагов сильно различается для разных денежных показателей. При этом существуют локальные оптимумы критериев. Выбор числа лагов здесь был основан на значимости функции отклика. Таким образом, для моделей с М2 и М0 количество лагов было принято 4, в то время как для денежной базы и показателя М1 выбранная модель включает 6 лагов.

Как показано на рисунке 3.1.5, реакция выпуска на шоки сильно различается в зависимости от выбранного денежного агрегата. Так, в случае М2 наблюдается значимый положительный отклик в выпуске, который проявляется с лагом 4 месяца и длится около 2 месяцев. В тоже время, реакция выпуска на ценовой шок в такой модели отрицательна в первые два месяца. В остальных случаях стоит говорить, пожалуй, лишь о положительном влиянии ценовых шоков при отсутствии значимой реакции на шоки денежного предложения.

Оценки для второго подпериода 1998:01–2002:10. На данном подпериоде ряды логарифма выпуска, M2 и цен стационарны относительно линейного тренда (см.

таблицу 3.1.8, поэтому проверка на коинтеграцию не осуществлялась, а оценивалась модель векторной авторегрессии с трендовой составляющей в качестве экзогенного фактора.

На данном временном интервале также мы рассматривались модели векторной авторегрессии с числом лагов от 1 до 6. Поскольку оптимальная глубина лагов сильно различается по различным критериям для разных денежных показателей (см. таблицу 3.1.13), выбор числа лагов был основан как на значениях критериев, так и на | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках значимости функций отклика. Таким образом, для моделей с М2 количество лагов было принято 4, для моделей с денежной базой и М1 –6 лагов, для модели с М0 – 3 лага.

Как показано на рисунке 3.1.6, статистически значимым является лишь отклик выпуск на шок М0, причем отклик имеет отрицательный знак и продолжается до трех месяцев. При этом во всех случаях, наблюдается определенный положительный отклик выпуска на ценовой шок с лагом около 3 месяцев.

* * * Общим для всех оценок реакции выпуска на денежные и ценовые шоки в Чехии следует назвать преимущественно положительное воздействие ценовых шоков на реальный выпуск. На наш взгляд, данный результат может быть объяснен тем, что Чехия является страной, в которой наблюдались одни их самых низких средних за все годы темпов инфляции среди всех стран с переходной экономикой. Таким образом, быстрые изменения цен воспринимались экономическими агентами, скорее, как изменения относительных цен, чем отражали ослабление дисциплины в денежной сфере.

Согласно результатам теста Гренжера на причинно-следственную связь в Чехии гипотеза о влиянии М0 на выпуск не отрицается на 5% уровне до 8 лага включительно, для агрегата М1 – со 2 по 9 лаги. В то же время, гипотеза о направлении влияния от денежной базы и М2 на выпуск отвергается практически во всех случаях.

Pages:     | 1 |   ...   | 10 | 11 || 13 | 14 |   ...   | 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.