WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 12 | 13 || 15 | 16 |   ...   | 31 |

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Как видно из приведенной таблицы, нулевая гипотеза о том, что денежное предложение не оказывает влияния по Грэнжеру на выпуск, не отвергается при всех рассмотренных лагах. Обратная гипотеза о том, что выпуск не влияет по Грэнжеру на динамику денежных агрегатов отвергается при всех рассмотренных лагах. Таким образом, в случае Болгарии мы можем говорить, скорее, о влиянии выпуска на денежное предложение, что согласуется с условиями режима «валютного комитета»:

рост денежного предложения является следствием положительного сальдо платежного баланса страны.

Количество лагов влияния 1 2 LNH не оказывает влияния по Гренжеру на LNY 0.04 0.00 0.LNY не оказывает влияния по Гренжеру на LNH 0.46 0.69 0.0.09 0.00 0.LNM0 не оказывает влияния по Гренжеру на LNY LNY не оказывает влияния по Гренжеру на LNM0 0.56 0.40 0.0.08 0.00 0.LNM не оказывает влияния по Гренжеру на LNY LNY не оказывает влияния по Гренжеру на LNM 0.70 0.44 0.В таблице приведены значения P-value статистик.

Эстония Анализ влияния денег на реальный выпуск для Эстонии проводился на временном интервале с января 1994 года по ноябрь 2002 года, на месячных данных.

Использованные в исследовании данные были взяты из баз данных МВФ (International Financial Statistics) и статистического комитета Эстонии (Statistical Office of Estonia).

Результаты тестов на единичный корень для рассматриваемых временных рядов приведены в таблице 3.1.22. Поскольку ряды денежных агрегатов и реального выпуска нестационарны в уровнях, мы провели тесты на коинтеграцию между указанными переменными (см. таблицу 3.1.23). Как видно из полученных результатов, гипотеза о коинтеграции не отвергается лишь в случае денежной массы М1.

Оценки моделей векторной авторегрессии (коррекции ошибок для М1) с числом лагов от 1 до 12 свидетельствуют о том, что наилучшие статистические характеристики соответствуют случаю 11 лагов для всех трех денежных агрегатов (см. таблицу 3.1.24).

Графики импульсных функция отклика приведены на рисунке 3.1.11. Во всех случаях, за исключением реакции выпуска на шок М0, отклики статистически не отличаются от нуля.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Также как и в случае Болгарии, результаты теста Гренжера свидетельствуют о направлении влияния от выпуска к деньгам, по крайне мере, для агрегатов резервных денег и М1. Для агрегата М0 отвергаются обе гипотезы, т.е. направление влияния остается неясным.

Количество лагов влияния 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 D(LNH) не оказывает 0.00 0.00 0.00 0.01 0.15 0.28 0.15 0.37 0.65 0.57 0.77 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает 0.03 0.05 0.14 0.23 0.28 0.25 0.43 0.42 0.26 0.24 0.07 0.влияния по Гренжеру на D(LNH) D(LNM0) не оказывает 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.01 0.01 0.02 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает 0.02 0.01 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.влияния по Гренжеру на D(LNM0) D(LNM) не оказывает 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM) 0.87 0.99 1.00 0.45 0.57 0.06 0.08 0.03 0.00 0.00 0.00 0.В таблице приведены значения P-value статистик.

Латвия Для Латвии оценки проводились на временном интервале с января 1995 года по ноябрь 2002 года (месячные данные, International Financial Statistics). Согласно результатам тестов на единичный корень (см. таблицу 3.1.25) временные ряды логарифмов денежных агрегатов и выпуска стационарны в первых разностях, а ряд логарифма цен стационарен в уровнях. Тест Йохансена (см. таблицу 3.1.26) указывает на наличие коинтеграционного соотношения между переменными денежных агрегатов и реального выпуска, поэтому оценки проводились для векторных моделей коррекции ошибок.

Как видно из графиков импульсных функций отклика (см. рисунок 3.1.12), гипотеза о влиянии денежных и ценовых шоков на реальный выпуск в экономике Латвии отвергается.

Согласно полученным результатам теста Гренжера, для всех трех денежных агрегатов не отвергается гипотеза о влиянии реального выпуска на динамику денежного предложения.

Количество лагов влияния 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках D(LNH) не оказывает 0.03 0.14 0.02 0.01 0.01 0.02 0.05 0.11 0.20 0.30 0.60 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает 0.17 0.16 0.13 0.20 0.27 0.37 0.54 0.74 0.81 0.01 0.01 0.влияния по Гренжеру на D(LNH) D(LNM0) не оказывает 0.02 0.09 0.05 0.03 0.04 0.01 0.01 0.01 0.01 0.03 0.16 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает 0.00 0.00 0.01 0.02 0.19 0.13 0.21 0.18 0.15 0.00 0.00 0.влияния по Гренжеру на D(LNM0) D(LNM) не оказывает 0.01 0.07 0.05 0.05 0.13 0.05 0.10 0.10 0.22 0.33 0.62 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM) 0.74 0.84 0.66 0.47 0.11 0.07 0.10 0.14 0.08 0.05 0.06 0.В таблице приведены значения P-value статистик.

Литва Для исследования влияния денег на реальный выпуск в экономике Литвы нами были взяты квартальные данные о динамике денежных агрегатов, цен и реального ВВП за период со второго квартала 1994 года по третий квартал 2002 года (International Financial Statistics).

Согласно результатам теста на единичные корни (см. таблицу 3.1.27) нестационарными в уровнях являются только ряды денежных агрегатов, поэтому мы оценивали модели простой векторной авторегрессии, в которых переменные денежного предложения включались в первых разностях. Как видно из таблицы 3.1.28, наилучшие статистические характеристики продемонстрировали модели с тремя включенными лагами эндогенных переменных.

Графики импульсных функций отклика (см. рисунок 3.1.13) показывают, что влияние денежных шоков на динамику реального ВВП в Литве было статистически незначимо. Вместе с тем можно отметить кратковременную (до двух кварталов) положительную реакцию выпуска на ценовые шоки.

Как видно из приведенной таблицы, гипотеза о влиянии выпуска на динамику денежного предложения не отвергается (на 5% уровне значимости) при включении одного лага (один квартал) для агрегатов резервных денег и М1 и двух кварталов – для М0.

Количество лагов влияния 1 2 3 D(LNH) не оказывает влияния по Гренжеру на LNY 0.02 0.00 0.68 0.| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNH) 0.52 0.04 0.07 0.0.02 0.00 0.23 0.D(LNM0) не оказывает влияния по Гренжеру на LNY LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM0) 0.60 0.50 0.25 0.0.02 0.00 0.15 0.D(LNM) не оказывает влияния по Гренжеру на LNY LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM) 0.43 0.01 0.02 0.В таблице приведены значения P-value статистик.

* * * Обобщая результаты для стран с переходной экономикой, придерживавшихся режима фиксированного обменного курса («валютного комитета»), необходимо в первую очередь отметить тот факт, что практически во всех случаях нами не выявлено какого-либо определенного влияние денег на экономику. Отчасти ожидаемый результат (в соответствии с теоретическими представлениями о функционировании режима фиксированного обменного курса) получен лишь для Болгарии и Литвы.

Однако, как мы уже отмечали выше, направление влияния (от денег к выпуску или от выпуска к денежному предложению) в таких случаях остается под вопросом.

Полученные результаты могут быть объяснены на основании того обстоятельства, что все экономики, придерживавшиеся режима фиксированного обменного курса, преимущественно в его наиболее жесткой форме – режима «валютного комитета», являются крайне малыми и предельно открытыми экономиками, колебания денежного предложения и выпуск в которых определялись, преимущественно, за пределами самих экономик и вне контроля денежных властей. Во всех четырех экономиках очень велика доля предприятий, контролируемых иностранными компаниями, объем выпуска которых, как и капитальные потоки, соответствуют нуждам материнских компаний.

Таким образом, возможности денежных властей сводятся к поддержанию заявленного обменного курса национальной валюты.

Для всех рассмотренных стран тест на причинно-следственную связь Гренжера указывает на возможность влияния не от денег к реальному выпуску, а в обратную сторону. Иными словами, динамика денежного предложения определялась динамикой выпуска. Такой результат согласуется с условиями режима «валютного комитета» и предельной открытости экономик. В ситуации, когда объем реального выпуска в стране определяется решениями иностранных компаний, а все финансовые потоки между предприятиями на территории страны и материнскими компаниями за рубежом | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках проходят через валютный рынок, рост экономической активности, очевидно, ведет к расширению денежного предложения.

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

Страна/агрегат Период Знак отклика Причинность по Гренжеру Болгария резервные деньги 1997:1–2002:3 0 обратная М0 1997:1–2002:3 0 обратная М1 1997:1–2002:3 0 обратная Эстония резервные деньги 1994:01–2002:11 0 обратная М0 1994:01–2002:11 + нет М1 1994:01–2002:11 0 обратная Латвия резервные деньги 1995:01–2002:11 0 обратная М0 1995:01–2002:11 0 обратная М1 1995:01–2002:11 0 обратная Литва резервные деньги 1994:2–2002:3 0 обратная М0 1994:2–2002:3 0 обратная М1 1994:2–2002:3 0 обратная 3.1.2. Неклассифицируемые режимы денежно-кредитной политики Румынии Анализ влияния денег на реальный сектор в экономике Румынии проводился на временном интервале, охватывающем период с сентября 1993 года по сентябрь года. В качестве показателя реального выпуска был выбран индекс промышленного производства. Нами рассматривались три показателя денежного предложения – наличные деньги (M0), резервные деньги (H) и денежная масса M1 (М1). Накопленный индекс потребительских цен используется в качестве показателя уровня цен. Вектор экзогенных переменных включает, в данном случае, только показатель реального эффективного обменного курса. Все данные представлены в помесячной форме и взяты из статистического сборника МВФ (International Financial Statistics).

Результаты тестов на единичный корень для рассматриваемых рядов представлены в таблице 3.1.29. На исследуемом временном интервале мы руководствовались статистикой Филлипса-Перрона, поскольку в рядах присутствуют очевидные структурные сдвиги. Как видно из представленных результатов, все рассматриваемые показатели оказались интегрированными первого порядка. Поэтому в | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках данном случае мы будем оценивать векторные авторегрессионые уравнения с учетом коинтеграционных соотношений между эндогенными переменными.

Результаты теста Йохансена (таблица 3.1.30) свидетельствуют о существовании одного коинтеграционного соотношения для трехмерного вектора эндогенных рассматриваемых переменных при использовании всех трех показателей денежного предложения, резервных денег, М0 и М1.

Для выбора количества лагов в модели векторной авторегрессии с коррекцией ошибок мы оценили варианты модели с количеством лагов от 1 до 10. Для всех трех показателей денежного предложения наилучшие статистические свойства (см. таблицу 3.1.31) были получены при включении в модель только одного лага.

Импульсные функции отклика первой разности логарифма индекса промышленного производства на шоки цен и денежного предложения (H, M0 и M1) приведены на рисунке 3.1.14. Как видно из представленных графиков, значение функции откликов реального выпуска на шоки денежного предложения во всех случаях оказывается статистически значимым и имеет отрицательный знак. Данный факт хорошо объясняется тем обстоятельством, что процесс финансовой стабилизации в Румынии затянулся на длительный срок, на протяжении продолжительного периода сохранялись высокие темы инфляции. В этих условиях расширение денежного предложения ассоциировалось у экономических агентов с ослаблением денежнокредитной политики, приводящем к ускорению инфляции. Очевидно, что в таком случае темпы роста реального выпуска замедлялись.

Согласно полученным результатам теста Гренжера, гипотеза о влиянии денег на реальный выпуск на 5% уровне значимости не отвергается для денежной базы при включении от 3 до 10 лагов, для М0 – от 2 до 9 лагов. В то же время, для денежной массы М1 не отвергаются гипотезы об отсутствии влияния в обе стороны.

Количество лагов влияния 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 D(LNMB) не оказывает 0.01 0.04 0.06 0.15 0.28 0.29 0.27 0.39 0.58 0.34 0.08 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает 0.00 0.00 0.00 0.01 0.01 0.01 0.01 0.01 0.02 0.05 0.12 0.влияния по Гренжеру на D(LNMB) D(LNM0) не оказывает 0.01 0.17 0.29 0.25 0.38 0.30 0.23 0.18 0.10 0.04 0.00 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.влияния по Гренжеру на D(LNM0) | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках D(LNM) не оказывает 0.00 0.01 0.01 0.02 0.03 0.02 0.03 0.01 0.01 0.02 0.0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM) 0.00 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.

Хорватия Для Хорватии оценка проводилась на периоде с апреля 1994 года по август.года. Все данные представлены в помесячной форме, источник данных – МВФ (International Financial Statistics).

Результаты тестов на единичный корень для рассматриваемых рядов представлены в таблице 3.1.32. Для проверки гипотезы о наличии единичного корня мы руководствовались статистикой Дикки-Фуллера. Временные ряды всех трех денежных агрегатов являются интегрированными первого порядка, поэтому мы будем использовать их первые разности для оценивания моделей векторной авторегрессии.

Поскольку временные ряды логарифма индекса промышленного производства и логарифма индекса потребительских цен являются стационарными относительно тренда, то для обеспечения стационарности переменных в модель будут включены ряды отклонений данных переменных от линейного тренда (остатки регрессий логарифмов индексов на константу и линейный тренд).

Pages:     | 1 |   ...   | 12 | 13 || 15 | 16 |   ...   | 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.