WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 15 | 16 || 18 | 19 |   ...   | 31 |

Тесты на стационарность для дополнительных переменных, отражающих определенные каналы трансмиссии денежно-кредитной политики, показали стационарность относительно тренда для переменных, отвечающих за процентный канал и канал ликвидности домохозяйств (см. таблица 3.2.1). Переменная, характеризующая канал банковского кредитования, является интегрированной первого порядка.

Также как и при анализе влияния денег на реальный выпуск, для определения оптимального количества лагов в моделях векторной авторегрессии (векторной коррекции ошибок), мы оценили набор моделей с числом лагов от 1 до 4. Как видно из таблицы 3.2.2, значения статистических критериев в большинстве случаев улучшались с увеличением числа лагов, достигая наилучших показателей при максимальном числе лагов, что, в общем случае, свидетельствует о недостаточном числе наблюдений для спецификации адекватной модели.

Графики импульсных функций отклика для всех рассмотренных каналов представлены на рисунке 3.2.1. Согласно полученным результатам, в экономике Польше действуют по крайне мере, два канала трансмиссии денежно-кредитной политики – процентный канал и курсовой канал. При этом направление влияния в обоих случаях соответствует экономической теории: выпуск демонстрирует отрицательный отклик при росте процентных ставок и укреплении национальной валюты. Нами также получены свидетельства в пользу гипотезы о существовании канала, связанного с эффектом ликвидности домохозяйств, однако согласно графику функции отклика, выпуск отрицательно реагировал на рост ликвидности домохозяйств, что противоречит теоретическим предпосылкам.

Венгрия Исследование каналов денежной трансмиссии проводилось для Венгрии на квартальных данных ввиду того, что данные по депозитам и активам банковской системы представлены на большей части периода в квартальном выражении.

Тестирование дополнительных рядов на стационарность выявило стационарность их | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках лишь в первых разностях (см. таблицу 3.2.3), таким образом мы будем оценивать модели векторной регрессии с учетом коррекции ошибок в тех случаях, когда тест Йохансена на коинтеграцию (см. таблицу 3.2.4) указывает на ее присутствие.

Также как и в случае Польши, для Венгрии статистические критерии указывают на улучшение качества моделей с увеличением числа включенных лагов (см. таблицу 3.2.5), что может свидетельствовать о малом числе наблюдений.

Полученные графики импульсных функций отклика представлены на рисунке 3.2.2. Как видно из графиков, не отвергаются гипотезы о существовании двух каналов – канала денежных потоков и курсового канала. Кроме того, в случае канала, связанного с эффектом ликвидности домашних хозяйств, нами получен статистически значимый отрицательный отклик, что противоречит теоретическим предпосылкам о механизме функционирования данного канала (результат аналогичен.тому, который был получен для Польши).

Чехия Гипотезы о существовании каналов трансмиссии денежно-кредитной политики для Чехии проверялись с помощью моделей векторных авторегрессии на месячных данных. Принимая во внимание результаты тестов на стационарность для дополнительных переменных (см. таблицу 3.2.6) и тестов на наличие коинтеграции между нестационарными рассматриваемыми переменными (см. таблицу 3.2.7), были построены модели векторной коррекции ошибок для каждого из предполагаемых каналов трансмиссии. Выбор числа лагов в моделях осуществлялся с помощью статистических критериев (см. таблицу 3.2.8).

Результаты оценивания (графики импульсных функций отклика) представлены на рисунке 3.2.3. Как видно из графиков, не отвергается лишь гипотеза о существовании канала денежных потоков.

Румыния Вследствие отсутствия данных оценка модели векторной авторегрессии для анализа канала банковского кредитования проводилась на интервале с января 1996 года по сентябрь 2002 года. В остальных случая интервал оценивания был выбран с декабря 1993 года по сентябрь 2002 года.

В таблице 3.2.9 приведены результаты теста Дикки-Фуллера для дополнительных переменных. Таким образом, все переменные, за исключением темпов прироста индекса потребительских, в моделях векторной авторегрессии будет включены в первых разностях. Результаты теста Йохансена на наличие коинтеграционных | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках соотношений свидетельствуют о наличии коинтеграционного соотношения только в случае канала банковского кредитования.

Для выбора количества лагов в моделях векторной авторегрессии мы оценили варианты модели с количеством лагов от 1 до 12. Как видно из таблицы 3.2.10, согласно информационным критериям, наилучшие статистические свойства имеют модели с количеством лагов равным одному.

Графики импульсных функций откликов выпуска на шоки резервных денег и переменной, отвечающей за определенный канал денежной трансмиссии показаны на рисунке 3.2.4. Таким образом, нами получены свидетельства в пользу существования в экономике Румынии канала банковского кредитования и канала денежных потоков.

При этом, вследствие непоследовательной политики финансовой стабилизации, и сохранении высоких темпов инфляции на протяжении долгого периода времени канал денежных потоков действует в обратную сторону, так как расширение денежной массы ассоциируется с ослаблением монетарной дисциплины и ускорением инфляции. Также как для Польши и Венгрии нами проучены статистически значимые оценки отрицательного отклика выпуска в случае канала денежной трансмиссии, связанного с эффектом ликвидности домашних хозяйств.

Хорватия.

Оценка для анализа каналов трансмиссии проводилась на интервале с марта года по август 2002 года. В таблице 3.2.11 приведены результаты тестов на единичный корень для дополнительных временных рядов. Как видно из таблицы. все временные ряды являются интегрированными первого порядка. Временной ряд логарифма резервных денег на интервале 03.1995–08.2002 остается интегрированным первого порядка. Согласно результатам теста Йохансена коинтеграционные соотношения между эндогенными нестационарными переменными отсутствуют.

Для выбора количества лагов в моделях векторной авторегрессии были оценены варианты модели с количеством лагов от 1 до 12. Как видно из таблицы 3.2.12, согласно информационным критериям наилучшие статистические свойства имеют модели с количеством лагов равным двум и трем.

Графики импульсных функций откликов выпуска на шоки резервных денег и переменной, отвечающей за определенный канал денежной трансмиссии, показаны на рисунке 3.2.5. Не отвергаются гипотезы о наличии в экономике Хорватии каналов банковского кредитования и денежных потоков.

* * * | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Обобщая результаты тестирования гипотез о существовании каналов трансмиссии денежно-кредитной политики в пяти странах с переходной экономикой (Венгрия, Польша, Румыния, Хорватия и Чехия), необходимо отметить следующее:

во всех случаях нам удалось найти свидетельства в пользу существования хотя бы одного канала трансмиссии денежно-кредитной политики. Напомним, что аналогичный результат был получен на данных для экономики России;

наиболее распространенным является канал денежных потоков (обнаружен в четырех странах, кроме Польши). Однако механизм воздействия данного канала в различных странах отличается: так если в Венгрии, Хорватии и Чехии рост денежных потоков вызывает ускорение темпов роста реального выпуска, то в Румыния ситуация обратная. На наш взгляд, данный факт объясняется особенностями процесса финансовой стабилизации в румынской экономике:на протяжении значительной части рассматриваемого периода проводимая денежно-кредитная и бюджетная политика были достаточно мягкие, и рост объема денег в экономике происходил преимущественно как через прямые кредиты центрального банка, так и через государственные расходы. В этой ситуации расширение денежных потоков воспринималось экономическими агентами как сигнал для роста инфляционных ожиданий и неопределенности, что замедляло деловую активность в реальном секторе;

в двух странах выявлены свидетельства в пользу существования каналов банковского кредитования и курсового канала. Необходимо при этом отметить, что курсовой канал действовал только в странах, придерживавшихся режима инфляционного таргетирования (Венгрия и Польша), тогда как канал банковского кредитования – в странах с режимами денежно-кредитной политики, близкими к режиму таргетирования денежного предложения (Румыния и Хорватия). Лишь в одном случае (Польша) не отрицается гипотеза о наличии процентного канала;

необъясненным феноменом следует признать полученные свидетельства о существовании канала, связанного с эффектом ликвидности домашних хозяйств – данный канал обнаружен в трех странах (Венгрия, Польша и Румыния), но механизм его действия обратный: рост ликвидности вызывает снижение, а не рост выпуска. По нашему мнению, такая ситуация может являться следствием того, что с ростом реальных доходов население расширяло спрос на товары импортного, а не отечественного производства | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках (тем более, что в традиционной трактовке данный канал предполагает рост спроса именно на товары длительного потребления), что, таким образом, приводило к замедлению темпов роста национальной экономики.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках 4. Выявление фактических целей денежных властей Для эмпирической проверка фактических правил (промежуточных целей) денежно-кредитной политики в странах с переходной экономикой мы воспользуемся базовой методикой, предложенной в работе Клариды, Гали и Гертлера, опубликованной в 1997 году82. Данная методика применялась нами для выявления фактических целей Центрального банка РФ на предыдущем этапе работ в рамках сотрудничества ИЭПП и АМР.

Напомним, что в основе подхода лежит предпосылка о том, что основным инструментом политики, которым пользуются денежные власти для достижения своей цели, является базовая процентная ставка. Таким образом, целевое значение базовой процентной ставки, r*, устанавливается исходя из ожидаемых в момент времени t отклонений значений основных макроэкономических величин, являющихся целями при реализации денежно-кредитной политики (выпуска, y, и инфляции, ), от целевых значений, т.е.:

* rt* = r + Et ( t - ) + Et ( yt t - y* ), t +n где r – долгосрочная равновесная номинальная процентная ставка.

Предполагается, что фактическое значение базовой процентной ставки является линейной комбинацией целевого значения ставки и фактического значения ставки в предыдущий момент времени:

rt = (1- )rt* + rt-1 +t, где – коэффициент, отвечающий за степень сглаживания динамики процентной ставки.

Объединяя оба условия, а также заменяя ненаблюдаемые ожидаемые значения переменных их фактическими значениями, мы получаем следующую спецификацию уравнения для проверки правил денежно-кредитной политики:

rt = (1- ) + (1- ) + (1- )yt + rt-1 + t t+n.

t = -(1- ){ ( - Et t ) + (yt - Et yt t )} +t t+n t+n Теперь предположим, что существует вектор Ut, состоящий из переменных, входящих в информационное множество, доступное денежными властями при выборе Clarida, Gali, Gertler (1997).

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках значения базовой ставки, ортогональный к. Обычно элементы вектора Ut включают в t себя лаговые значения переменных, используемые для прогнозирования выпуска и инфляции, а также текущие значения переменных, не коррелированных с текущими шоками в процентной ставке. Тогда, поскольку Et (t Ut ) = 0, оценки параметров t модели ( ) могут быть получены с помощью обобщенного метода моментов.

Поскольку в нашем случае размерность множества доступной денежным властям информации и, следовательно, число ортогональных условий, превышают число параметров, модель является переопределенной, и мы имеем право проверить выполнение наложенных ограничений. Другими словами, нулевая гипотеза предполагает, что существует такие значения параметров ( ), что выполняется условие ортогональности между остатками и информационным вектором.

Для проверки гипотезы относительно альтернативных неявных целей денежнокредитной политики базовая модель может быть расширена в виде:

rt = (1- ) + (1- ) + (1- )yt + (1- )zt + rt-1 + t t+n, t = -(1- ){ ( - Et t ) + (yt - Et yt t ) + (zt - Et zt t )} +t t+n t+n где zt – альтернативная целевая для денежных властей переменная (например, темп роста денежного агрегата, номинального или реального курса, текущее значение инфляции и т.д.) Соответственно, лаговые значения данной переменной должны быть добавлены в вектор инструментальных переменных.

В работе Клариды, Гертлера и Гали принималась предпосылка, что рассматриваемые ряды являются стационарными в уровнях. Обоснованием этого служило предположение о том, что процентная ставка не может следовать случайному нестационарному процессу, поскольку ее изменения происходят вследствие решений, принимаемых денежными властями. Однако в нашем исследовании, поскольку мы будем рассматривать ставки по банковским кредитам, а не ставку рефинансирования или учетную ставку центрального банка, т.е. рыночные ставки, такое допущение представляется нам излишне жестким. Поэтому мы не можем a priori отвергнуть гипотезу о нестационарности рассматриваемых временных рядов и будем проводить тестирование на наличие единичного корня. Таким образом, в случае нестационарных рядов, после перехода к первым разностям, используемое для эмпирической проверки неявных правил денежно-кредитной политики уравнение будет переформулировано в виде:

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках rt = (1- ) ( - ) + (1- ) ( yt - yt-1) + (1- )(zt - zt-1) + rt-1 + t.

Pages:     | 1 |   ...   | 15 | 16 || 18 | 19 |   ...   | 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.