WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 13 | 14 || 16 | 17 |   ...   | 31 |

Для выбора числа лагов в модели векторной авторегрессии были оценены варианты модели с количеством лагов от 1 до 10. В модели с резервными дентгами H, наилучшие статистические свойства согласно представленным информационным критериям были получены при включении 4 лагов, в остальных случаях оптимальным оказалось включение трех лагов (см. таблицу 3.1.33).

Импульсные функции отклика изменения логарифма индекса промышленного производства на шоки цен и денежного предложения (H, M0 и M1) представлены на рисунке 3.1.15. Как видно из графиков, значение функции откликов реального выпуска на цены оказывается незначимым, однако мы получили значимые отклики выпуска на шоки денежных агрегатов М1 и М0. Вид откликов свидетельствует о том, что в первый момент после расширения денежного предложения реакция выпуска аналогична той, которая была отмечена нами для Румынии, т.е. преобладают ожидания ускорения инфляции, и выпуск сокращается. Однако, если темпы инфляции остаются низкими, выпуск положительно реагирует на увеличение денег в экономике, лаг с момента денежного шока составляет около 5 месяцев.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Как видно из приведенной таблицы, результаты теста Гренжера свидетельствуют о преобладании тенденции к отсутствию взаимного влияния между деньгами и реальным выпуском. Гипотеза о влиянии денежного предложения на динамику выпуска не может быть отвергнута лишь в случаях учета 1 и 3 лагов. Результаты для денежной базы указывают на возможность влияния как в одну, так и в другую стороны.

Количество лагов влияния 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 D(LNMB) не оказывает 0.86 0.81 0.76 0.07 0.15 0.13 0.26 0.42 0.37 0.49 0.54 0.влияния по Гренжеру на LNY 0.09 0.25 0.04 0.07 0.06 0.21 0.21 0.27 0.19 0.27 0.39 0.LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNMB) D(LNM0) не оказывает 0.98 0.04 0.05 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.02 0.влияния по Гренжеру на LNY 0.01 0.03 0.04 0.03 0.02 0.01 0.02 0.03 0.00 0.00 0.00 0.LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM0) D(LNM) не оказывает 0.88 0.24 0.39 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.01 0.01 0.влияния по Гренжеру на LNY LNY не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM) 0.06 0.09 0.02 0.04 0.07 0.02 0.08 0.10 0.02 0.01 0.00 0.В таблице приведены значения P-value статистик.

Словения Анализ влияния денег на реальный выпуск в экономике Словении проводился на периоде с января 1993 года по июль 2002 года. Все данные представлены в помесячной форме, источник данных – МВФ (International Financial Statistics).

Результаты тестов на единичный корень для временных рядов представлены в таблице 3.1.34. Все показатели на рассматриваемом интервале оказались интегрированными первого порядка. Поэтому в данном случае мы будем оценивать векторные авторегрессионые уравнения с учетом коинтеграционных соотношений между эндогенными переменными.

Результаты теста Йохансена (таблица 3.1.35) свидетельствует о существовании одного коинтеграционного соотношения в моделях с резервными деньгами и денежной массой М1. Для денежной массы М0 было найдены два коинтеграционных соотношения.

Для выбора количества лагов в моделях векторной авторегрессии с коррекцией ошибок были оценены варианты модели с количеством лагов от 1 до 10. Как видно из таблицы 3.1.36, согласно информационным критериям, наилучшие статистические свойства имеют модели с количеством лагов, равным одному.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Импульсные функции отклика выпуска на шоки цен и денежного предложения (H, M0 и M1) моделей векторной авторегрессии представлены на рисунке 3.1.16. Как видно из представленных графиков, значения функции откликов реального выпуска оказывается незначимым как для ценовых, так и для денежных шоков.

Тест Гренжера на причинно-следственную связь между денежными агрегатами и реальным выпуском во всех случаях отвергает 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 0.14 0.21 0.03 0.10 0.39 0.42 0.53 0.53 0.64 0.43 0.23 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает 0.02 0.19 0.26 0.14 0.22 0.17 0.38 0.59 0.53 0.55 0.67 0.влияния по Гренжеру на D(LNMB) D(LNM0) не оказывает 0.13 0.14 0.14 0.22 0.53 0.73 0.79 0.79 0.90 0.89 0.90 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает 0.03 0.15 0.17 0.25 0.18 0.25 0.42 0.56 0.36 0.38 0.52 0.влияния по Гренжеру на D(LNM0) D(LNM) не оказывает 0.08 0.09 0.07 0.11 0.43 0.47 0.48 0.53 0.73 0.71 0.74 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает влияния по Гренжеру на D(LNM) 0.10 0.25 0.18 0.17 0.26 0.37 0.54 0.66 0.74 0.78 0.87 0.В таблице приведены значения P-value статистик.

Словакия В рамках исследования влияния денежных шоков на реальный выпуск в экономике Словакии мы выбрали три временных интервала: с января 1993 года по октябрь 2002 года, с января 1993 года по сентябрь 1998 года и с октября 1998 года по октябрь 2002 года. Октябрь 1998 года выбран в качестве разделительной точки для подпериодов как момент смены режима денежно-кредитной политики (см. раздел 1.3).

Все данные представлены в помесячной форме, источник данных –МВФ (International Financial Statistics).

Как видно из таблицы 3.1.37, на всем периоде наблюдений все ряды являются интегрированными первого порядка, поэтому мы будем использовать их первые разности для оценивания модели векторной авторегрессии. На подпериодах ряд логарифма индекса промышленного производства стационаре в уровнях, также как и отдельные ряды денежных агрегатов. Данный результат говорит о наличии сильных | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках структурных сдвигов в данных. Вместо рядов, которые являются стационарными в уровнях относительно тренда, нами будут использоваться ряды отклонений данных переменных от линейного тренда (остатки регрессий переменных на константу и линейный тренд).

Оценка на периоде 1993.01–2002.10. Результаты теста Йохансена (см. таблицу 3.1.38) свидетельствует о существовании одного коинтеграционного соотношения в моделях с резервными деньгами и денежной массой М1. В модели с денежной массой М0 было найдено два коинтеграционных соотношения.

Для выбора количества лагов в моделях векторной авторегрессии с коррекцией ошибок мы оценили варианты моделей с количеством лагов от 1 до 10. Оптимальное количество лагов, согласно информационным критериям, для моделей, включающих резервные деньги, денежную массу M1 и M0, равняется, соответственно, один, шесть и четыре (см. таблицу 3.1.39).

Импульсные функции отклика изменения логарифма индекса промышленного производства на шоки цен и денежного предложения приведены на рисунке 3.1.17. Как видно из представленных графиков, значения функции откликов статистически незначимо отличаются от нуля (кроме модели с резервными деньгами в качестве показателя денежного предложения).

Оценка на периоде 1993.01–1998.09. Результаты теста Йохансена (таблица 3.1.40) свидетельствует о существовании коинтеграционных соотношений между логарифмом индекса потребительских цен и логарифмами резервных денег и денежной массы М1 на данном временном интервале. Оптимальное количество лагов, согласно информационным критериям (см. таблицу 3.1.41), для моделей, включающих резервные деньги, M1 и M0, составляет, соответственно, два, один и шесть.

Импульсные функции отклика изменения логарифма индекса промышленного производства на шоки цен и денежного предложения приведены на рисунке 3.1.18. Как видно из представленных графиков, значения функций откликов реального выпуска на денежные шоки статистически незначимо, однако во всех случаях выпуск положительно реагирует на ценовые шоки с лагом около 3 месяцев.

Оценка на периоде 1998.10–2002.10. Результаты теста Йохансена (таблица 3.1.42) свидетельствует о существовании коинтеграционного соотношения между логарифмом индекса потребительских цен и логарифмами денежной массы M0 и денежной массы М1. В таблицы 3.1.43 приведены значения информационных | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках критериев, используемые для выбора оптимального числа лагов в моделях векторной авторегрессии / векторной коррекции ошибок для различных денежных агрегатов.

Импульсные функции отклика изменения логарифма индекса промышленного производства на шоки цен и денежного предложения приведены на рисунке 3.1.19. Как видно из представленных графиков, значения функций откликов реального выпуска на шоки денежного предложения и цен на данном временном интервале оказываются статистически не значимыми.

* * * Таким образом, проведенный анализ взаимосвязи между деньгами и выпуском в Словакии показал, что денежные шоки не оказывали влияния на динамику реального выпуска ни на всем периоде наблюдений, ни на выделенных подпериодах в отдельности. Единственный значимый результат – положительный отклик выпуска на ценовые шоки на периоде до октября 1998 года – противоречит экономической логике, и у нас нет какого-либо объяснения данному факту, кроме как погрешностями используемого метода исследования.

Согласно результатам теста Гренжера на причинно-следственную связь в Словении гипотеза о влиянии М0 на выпуск не отрицается на 5% уровне для моделей, включающих от 5 до 9 лагов. Для остальных лагов и денежных агрегатов тест указывает либо на возможность влияния в обе стороны, либо не отвергает гипотезу об отсутствии влияния.

Количество лагов влияния 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 D(LNMB) не оказывает 0.00 0.00 0.00 0.00 0.11 0.20 0.13 0.21 0.22 0.22 0.17 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает 0.05 0.22 0.01 0.03 0.23 0.35 0.51 0.55 0.28 0.38 0.40 0.влияния по Гренжеру на D(LNMB) D(LNM0) не оказывает 0.00 0.00 0.00 0.00 0.09 0.38 0.53 0.63 0.44 0.43 0.08 0.влияния по Гренжеру на D(LNY) D(LNY) не оказывает 0.01 0.01 0.00 0.00 0.01 0.02 0.04 0.04 0.05 0.36 0.54 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) 0.00 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.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках * * * Подводя итоги для стран с неклассифицируемыми режимами денежно-кредитной политики, необходимо отметить, что в странах с меньшим размером экономики (Словения, Словакия) нам не удается выявить направление влияния денег на реальный выпуск. Данный результат аналогичен тому, который был получен для выборки стран, придерживающихся режима фиксированного обменного курса. В то же время, в относительно более крупных экономиках (Румыния, Хорватия) такое влияние присутствует, и оно связано, в первую очередь, с формированием инфляционных ожиданий экономических агентов. Такой вывод представляется вполне логичным, принимая во внимание тот факт, что обе страны на протяжении длительных промежутков придерживались политики явного или неявного таргетирования денежного предложения.

В отличии от рассмотренных выше двух других групп стран, для экономик с неклассифицируемыми режимами денежно-кредитной политики тест на причинноследственную связь Гренжера в большинстве случаев не позволяет выявить направление влияния от денег к выпуску, либо в обратную сторону.

Полученные результаты для реакции выпуска на денежные шоки в странах с неклассифицируемыми режимами денежно-кредитной политики сведены в таблице.

Страна/агрегат Период Знак отклика Причинность по Гренжеру Румыния денежная база 1993:09–2002:09 – есть, 3–10 месяцев М0 1993:09–2002:09 – есть, 2–9 месяцев М1 1993:09–2002:09 – нет Хорватия денежная база 1994:04–2002:08 0 нет М0 1994:04–2002:08 –/+ нет М1 1994:04–2002:08 –/+ нет Словения резервные деньги 1993:01–2002:07 0 нет М0 1993:01–2002:07 0 нет М1 1993:01–2002:07 0 нет Словакия резервные деньги 1993:01–2002:10 – нет 1993:01–1998:09 1998:10–2002:10 М0 1993:01–2002:10 0 есть, 5–9 месяцев 1993:01–1998:09 1998:10–2002:10 М1 1993:01–2002:10 0 нет 1993:01–1998:09 1998:10–2002:10 | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Выводы Суммируя полученные результаты для всей выборке стран с переходной экономикой, можно сделать ряд общих выводов:

используемые эконометрические методы исследования во многих случаев не позволяет выявить характер и направление влияния денежных шоков на реальный выпуск. Одной из причин этого является короткий промежуток времени (менее 10 лет) с доступными статистическими данными и высокая частотность (преимущественно месячные данные) наблюдений;

режим денежно-кредитной политики, которому придерживались денежные власти той или иной страны, не имел решающего значения при ответе на вопрос, вызывали ли что денежные шоки эффекты в реальном секторе. В то же время, необходимо отметить, что определяющим являлся размер экономики.

Так, в относительно «больших» экономиках (Венгрия, Польша, Румыния, Хорватия, Чехия) гипотеза о наличии влияния денежных и ценовых шоков отвергается реже, чем в «малых» экономиках (Болгария, страны Прибалтики, Словакия, Словения). Благодаря предельной открытости экономик последних денежно-кредитная политика в этих странах, очевидно, не могла быть независимой от внешних обстоятельств;

ценовые шоки оказывали значительно более сильное влияние на выпуск, чем денежные шоки на динамику реального выпуска. Данный вывод подтверждается тем обстоятельством, что свидетельства в пользу статистической значимости отклика выпуска на ценовые шоки были найдены практически для всех стран. Напомним, что значимость ценовых шоков была выявлена нами и для России. При этом направление влияния ценовых шоков менялось в зависимости от характера и стадии переходного процесса. На начальном этапе, когда во всех странах проводилась политика, направленная на достижение финансовой стабилизации, неожиданные ускорения инфляции вызывали усиление спада производства, а в условиях устойчивых низких темпов инфляции – ценовые шоки воспринимались, очевидно, как движения относительных цен, и реакция выпуска была положительной;

Pages:     | 1 |   ...   | 13 | 14 || 16 | 17 |   ...   | 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.