WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 31 |

Количество лагов влияния 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 D(LNM0) не оказывает влияния по Гренжеру на 0.90 0.22 0.48 0.58 0.72 0.49 0.11 0.20 0.04 0.06 0.08 0.LNY LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM0) 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.D(LNMB) не оказывает влияния по Гренжеру на 0.77 0.47 0.73 0.39 0.09 0.20 0.01 0.02 0.01 0.02 0.04 0.LNY LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNMB) 0.93 0.08 0.25 0.02 0.07 0.18 0.11 0.17 0.09 0.04 0.04 0.D(LNM) не оказывает влияния по Гренжеру на 0.56 0.78 0.56 0.66 0.37 0.16 0.08 0.15 0.06 0.39 0.21 0.LNY LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM) 0.92 0.04 0.02 0.06 0.03 0.06 0.04 0.02 0.02 0.01 0.04 0.D(LNM2) не оказывает влияния по Гренжеру на LNY 0.51 0.07 0.01 0.04 0.03 0.01 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM2) 0.81 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.В таблице приведены значения P-value статистик.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Польша Для анализа влияния денег на выпуск в Польше нами использовались квартальные данные за период с последнего квартала 1989 по третий квартал 2002 года.

Также отдельно проводились расчеты на более коротком периоде, заканчивающемся в четвертом квартале 1998 года, т.е. на периоде, характеризующемся таргетированием обменного курса (см. раздел 1.2). Данные для расчетов были взяты из базы данных International Financial Statistics Международного валютного фонда. Нами рассматривались денежные агрегаты М0 (М0), М1 (М) и резервных денег (H), логарифма ИПЦ. В качестве показателя выпуска использовался ряд, составленный из ряда логарифма индекса промышленного производства (1995=100) и сглаженного индекса ВВП (1995=100). В модель также добавлялись логические переменные, отвечающие за январь 1999 года (привязка курса злотого к корзине валют) и апрель 2000 года (переход к режиму инфляционного таргетирования), однако коэффициенты при них оказались статистические незначимы во всех случаях.

Результаты тестов на стационарность (см. таблицу 3.1.14) свидетельствуют о том, что больше рядов можно рассматривать как стационарные как на всем периоде наблюдений, так и на выделенном подпериоде. Показатель резервных денег (Н) стационарен относительно детерминированного тренда на более коротком интервале, тогда как тест для широкого интервала указывает на стационарность первых разностей ряда. Такое различие говорит в пользу наличия структурного сдвига во временном ряду, характеризующем денежное предложение, вследствие изменений в курсовой политике в начале 1999 года.

Оценка на подпериоде 1989:4–2002:3. Количество лагов во всех моделях векторной авторегрессии, согласно критерию Шварца (см. таблицу 3.1.15), равно 4. В тоже время, принимая во внимание относительное малое число наблюдений, данный результат может объясняться тем, что мы выбираем максимальное из рассматривавшихся числа лагов, хотя нам и не удалось построить адекватную имеющимся данным модель.

Во всех трех случаях результаты оказались приблизительно одинаковыми (см.

рисунок 3.1.7. Отклик реального выпуска на шоки денежного предложения незначим, в тоже время отклик выпуска на цены значим и имеет положительный знак для моделей, включающих денежные агрегаты M1 и M0, и наблюдается с лагом от 3 до 6 кварталов после момента шока.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Оценка на подпериоде 1989:4–1998:4. Согласно результатам тестов на стационарность (см. таблицу 3.1.14), все исследуемые ряды на данном временном интервале стационарны относительно тренда, поэтому при моделировании векторных авторегресий в качестве экзогенной переменной была добавлена трендовая составляющая. На основании критерия Шварца (см. таблицу 3.1.16) оптимальное число лагов в моделях векторных авторегрессий выбрано равным четырем, причем существует локальный минимум критерия при 2 лагах. Здесь, как и для всего временного интервала, необходимо отметить, что статистические критерии указывают на максимальное число лагов, но из-за малого числа степеней свободы мы не можем утверждать, что модель является наилучшей со статистической точки зрения.

Графики импульсных функций отклика логарифма выпуска схожи во всех трех случаях (см. рисунок 3.1.8). Таким образом, положительный шок денежной массы оказывает отрицательное влияние на реальный выпуск в Польше. Расширение денежного предложения вызывает отрицательную реакцию со стороны выпуска периоде от 3 до 6 кварталов с момента шока.

Отклики на ценовые шоки также аналогичны во всех моделях (в случае Мтраектория выражена менее отчетливо). Согласно полученным результатам, ускорение темпов инфляции приводило к замедлению темпов роста реального выпуска в первые три квартала после момента шока.

* * * Таким образом, мы не можем отвергнуть гипотезу о наличии влияния денежной политики на реальный выпуск в экономике Польши. Вместе с тем, наличие качественных изменений в проводимой денежно-кредитной политике и динамика фундаментальных процессов в экономике привнесли сильные шумы в полученные результаты. Так, на всем периоде наблюдений отклик выпуска на денежные шоки статистически не значим, а ценовые шоки вызывают положительную реакцию, т.е.

сказывается наличие длительного промежутка времени, на котором средний уровень инфляции был низок, и ценовые шоки отражали изменения относительных цен. Однако на начальном этапе (до 1998 года), на большей части которого проводилась политика финансовой стабилизации, нами выявлена устойчивая положительная зависимость между жесткостью денежно-кредитной политики и выпуском. Иными словами, ослабление денежно-кредитной политики и ускорение инфляции вызывали замедление темпов роста выпуска, при этом нами был выявлен лаг между моментами расширения | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках денежного предложения и моментом ускорения инфляции, равный, приблизительно кварталам.

Здесь необходимо также отметить, что результаты для Польши схожи с оценками, полученными нами при анализе взаимосвязи между деньгами и выпуском для России на временном интервале с 1992 по 1998 годы. Аналогичными являются как траектория откликов, так и временной лаг между шоками денежного предложения и цен.

С другой стороны, тест Гренжера отвергает гипотезу о наличии причинноследственной связи между всеми рассматриваемыми денежными агрегатами и реальным выпуском во всех случаях. Такой результат может свидетельствовать, в частности, о том, что движения денежных агрегатов и выпуска были независимыми друг от друга, либо определялись третьей, скрытой (latent), переменной. Однако ограничения обоих методов исследования (векторные авторегрессии и тест Гренжера) не позволяют нам здесь прояснить данный вопрос.

Количество лагов влияния 1 2 3 D(LNH) не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNY) 0.54 0.65 0.06 0.D(LNY) не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNH) 0.06 0.46 0.65 0.0.00 0.01 0.00 0.D(LNM0) не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM0) 0.00 0.01 0.08 0.0.00 0.00 0.00 0.D(LNM) не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM) 0.00 0.02 0.83 0.В таблице приведены значения P-value статистик.

Казахстан Исследование влияния денежных переменных и цен на выпуск в Казахстане проводилось на периоде с января 1995 года по декабрь 2002 года, на квартальных данных. Для расчетов были взяты данные International Financial Statistics и Центрального банка Казахстана (квартальные данные по объему промышленного производства). Нами рассматривались показатели денежных агрегатов М0 (М0), М1 (М) и резервных денег (H). Анализ стационарности (см. таблицу 3.1.17) показал, что все переменные, за исключением темпов роста обменного курса, являются интегрированными первого порядка.

Тест Йохансена на коинтеграцию (см. таблицу 3.1.18) выявляют наличие двух коинтеграционных соотношений для всех переменных.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Наилучшее количество лагов, согласно статистическим критериям, для всех моделей векторной коррекции ошибок составляет 4 (см. таблицу 3.1.19). Тем не менее, принимая во внимание мало число наблюдений, нами были выбраны модели с количеством лагов, на которых критерии достигают локальных экстремумов. В результате число лагов в модели с переменной М составляет 3, в модели с переменной резервных денег – 2 и в модели с денежной массой М0 – 4.

Как видно из приведенных графиков импульсных функций отклика (см. рисунок 3.1.9), отклики реального выпуска на денежные и ценовые шоки в большинстве случаев статистически незначимы. Говорить о статистической значимости можно лишь в модели с М1 (отклик на ценовой шок - отрицательный) и модели с резервными деньгами (оба отклика – положительные). Такие противоречивые результаты объясняются, на наш взгляд, в первую очередь плохими статистическими характеристиками моделей вследствие малого числа наблюдений.

Аналогично, тест Гренжера отвергает гипотезу о наличии причинно-следственной связи между всеми рассматриваемыми денежными агрегатами и реальным выпуском во всех случаях.

Количество лагов влияния 1 2 3 D(LNH) не оказывает влияния по Гренжеру на LNY 0.97 0.75 0.60 0.LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNH) 0.63 0.59 0.75 0.0.64 0.52 0.44 0.D(LNM0) не оказывает влияния по Гренжеру на LNY LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM0) 0.94 0.98 0.74 0.0.96 0.84 0.83 0.D(LNM) не оказывает влияния по Гренжеру на LNY LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM) 0.31 0.42 0.32 0.В таблице приведены значения P-value статистик.

* * * Проведенный анализ влияния денег на выпуск в странах, в которых преобладал режим таргетирования инфляции, показал, что в этих странах не удалось выявить какую-либо устойчивую взаимосвязь между денежно-кредитной политики и динамикой реального выпуска. Если не принимать во внимание оценки для Казахстана (полученные на малом количестве наблюдений), общим выводом следует признать наличие положительной взаимосвязи между ценовыми шоками и изменением реального выпуска, что свидетельствует об успехе проводимой политики таргетирования инфляции. Иными словами, установленные денежными властями | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках ориентиры темпов роста цен вызывали доверие у экономических агентов, и отклонения от них воспринимались как движения относительных цен, вызывая ускорение либо замедление темпов роста экономики. Противоположный вывод в случае Венгрии может быть объяснен тем фактом, что период, на котором денежные власти придерживались режима инфляционного таргетирования, был относительно короток, тогда как в этой стране темпы роста цен от года к году снижались достаточно медленно, кроме того, до 1995 года, правительство не соблюдало бюджетную дисциплину.

Результаты тестов на причинно-следственную связь по Гренжеру не отвергают гипотезу о влиянии шоков денежного предложения на реальный выпуск в Венгрии и Чехии, тогда как для Польши и Казахстана мы не смогли выявить направление влияния.

Полученные результаты для реакции выпуска на денежные шоки в странах, придерживавшихся таргетирования инфляции сведены в таблице.

Страна/агрегат Период Знак отклика Причинность по Гренжеру Венгрия денежная база 1992:01–2002:09 0 есть, 1–4 месяца 1992:01–1995:03 1995:04–2002:05 + М2 1992:01–2002:09 0 есть, 1–9 месяцев 1992:01–1995:03 + 1995:04–2002:05 – Чехия денежная база 1993:01–2002:10 0 нет 1993:01–1997:12 1998:01–2002:10 М0 1993:01–2002:10 0 есть, 1–8 месяцев 1993:01–1997:12 1998:01–2002:10 – М1 1993:01–2002:10 + есть, 2–9 месяцев 1993:01–1997:12 1998:01–2002:10 М2 1993:01–2002:10 0 нет 1993:01–1997:12 + 1998:01–2002:10 Польша резервные деньги 1989:4–2002:3 0 нет 1989:4–1998:4 – М0 1989:4–2002:3 0 нет 1989:4–1998:4 – М1 1989:4–2002:3 0 нет 1989:4–1998:4 – Казахстан резервные деньги 1995:1–2002:4 + нет | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Страна/агрегат Период Знак отклика Причинность по Гренжеру М0 1995:1–2002:4 0 нет М1 1995:1–2002:4 0 нет 3.1.2. Фиксированный обменный курс Болгария Вследствие ограниченности доступных данных оценки производились на периоде с первого квартала 1997 года по третий квартал 2002 года, на квартальных показателях.

Нами рассматривались три показателя денежного предложения: денежная масса M(М1), резервные деньги (H) и наличные деньги (М0). В качестве показателя выпуска (Y) мы использовали реальный валовой внутренний продукт. Вся статистическая информация была взяты из базы МВФ International Financial Statistics.

Согласно результатам тестов на единичный корень (расширенный тест ДиккиФуллера, см. таблицу 3.1.20 большинство переменных стационарны в уровнях за исключением ряда логарифма выпуска, который стационарен в первых разностях.

Таким образом, анализ влияния денег на выпуск проводился на основе оценок простых моделей векторной авторегрессии. Для обеспечения одного порядка интегрированности переменных переменная реального выпуска включалась в модель в первых разностях.

Статистические критерии свидетельствуют о том, что с увеличением числа включенных лагов характеристики моделей улучшаются (см. таблицу 3.1.21), однако вследствие малого числа степеней свободы мы ограничили число лагов тремя. Графики импульсных функций отклика представлены на рисунке 3.1.10. Как видно из представленного рисунка, во всех трех случаях отклики выпуска на денежные и ценовые шоки статистически значимы на протяжении первых двух кварталов и имеют положительный знак. Такое поведение переменных согласуется с условиями режима «валютного комитета», когда расширение денежной массы происходит только в случае соответствующего увеличения валютных активов денежных властей вследствие увеличения чистого экспорта, либо притока в страну иностранных инвестиций. В обоих случаях растет реальный ВВП. Положительный отклик на ценовой шок также соответствует условиям «валютного комитета», поскольку в условиях жесткой привязки курса национальной валюты и ограничений на эмиссионную деятельность колебания внутренних цен происходят, преимущественно, вследствие изменения относительных цен. Однако в такой интерпретации открытым остается вопрос о направлении влияния (причинности) рассматриваемых переменных.

Pages:     | 1 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 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.