WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 10 |

5 (LN _ Pt )= * (LN _ NEERIt-i )+ * (LN _ MONEYt )+ 1 2i i i=0 i=0 (3) +3 * (LN _ RCONSt )+ 4 * (LN _ OILt )+ 5 * AR(1) + 6 *t-1 + е k где 10 - это оценка одномесячной эластичности и, где k = 2 и 5, - это оценки 1i i=трехмесячной и шестимесячной эластичностей соответственно. Коэффициент при t-показывает сходимость.

Итоговое количество лагов обменного курса и других объясняющих переменных в модели (5) было выбрано с помощью процедуры «от общего к конкретному» («general to specific» procedure), когда, начиная с большого количества влияние импортных цен не исследуется в виду отсутствия данных по импортным ценам. Поэтому цены импорта предполагаются фиксированными в иностранной валюте.

лагов, последовательно исключаются незначимые лаги. Для разных индексов цен различное количество лагов оказалось значимым, но поскольку необходимо, чтобы оценки эластичностей были сравнимы между собой, была оставлена одна наиболее подходящая общая спецификация для всех индексов цен. Поскольку лаги LN_NEERI после пятого и лаги LN_MONEY после второго незначимы для всех индексов цен, было решено оставить данное количество лагов в модели. Также если посмотреть на корреляцию между обменным курсом и инфляцией в стране в различных периодах, мы видим, что наибольшая корреляция наблюдается с темпами инфляции в последующие 5 месяцев.

Таблица Корреляция обменного курса с инфляцией в соответствующем и 12 последующих месяцах* CPI PPI d(ln_p) -0.87 -0.d(ln_p(+1)) -0.21 -0.d(ln_p(+2)) -0.16 -0.d(ln_p(+3)) -0.28 -0.d(ln_p(+4)) -0.22 -0.d(ln_p(+5)) -0.08 -0.d(ln_p(+6)) -0.03 -0.d(ln_p(+7)) -0.04 -0.d(ln_p(+8)) -0.01 -0.d(ln_p(+9)) 0.01 -0.d(ln_p(+10)) -0.03 -0.d(ln_p(+11)) 0.00 -0.d(ln_p(+12)) -0.01 -0.*Жирным шрифтом выделена наибольшая корреляция.

Мы видим, что потребительские цены реагируют на изменения обменного курса быстрее, чем цены производителей. Сравнивая с результатами корреляции для других развивающихся стран (таблица 1), можно поставить Россию в один ряд с Бразилией и Польшей, т.к. в этих трех странах наиболее сильная корреляция обменного курса наблюдается с инфляцией в соответствующем периоде и она близка к единице.

Поскольку первые разницы переменных вида I(1) являются стационарными, данная спецификация оценивается Методом Наименьших Квадратов.

Для каждого ценового индекса тестируются два набора гипотез:

(1) Краткосрочный ЭП (1 месяц):

H0: 10 = 0 (Нет ЭП) H1: 10 0 (ЭП существует) (2) Долгосрочный ЭП (6 месяцев):

= H0: -(Полный ЭП – эластичность = 100%) 1i i=> H1: - (Неполный ЭП – эластичность < 100%) 1i i=ЭП за полгода считается долгосрочным, поскольку лаги после пятого являются незначимыми для всех индексов цен, следовательно, все существенные приспособления цен к изменению обменного курса происходят в течение полугода.

-1 0 ЭП Полный Неполный Нулевой Диаграмма 8. Ранжирование ЭП h) Оценка влияния монетарной политики на эффект переноса Поскольку монетарная политика государства часто направлена на поддержание постоянного темпа инфляции, при сильных колебаниях обменного курса она может сглаживать его влияние на национальные цены. В соответствии с моделью Parsley D.

и Popper H. (1998), учет монетарной политики при оценке ЭП позволяет оценить истинный ЭП, какой был бы при отсутствии вмешательства государства. Если оценить ЭП без учета монетарной политики, то полученная эластичность будет отражать реальные изменения цен в экономике при наличии государственного влияния. Таким образом, сравнивая полученные эластичности, можно оценить важность монетарной политики при определении уровня инфляции в стране.

Для оценки ЭП без учета монетарной политики используется двух шаговая процедура построения Модели Коррекции Ошибки следующей спецификации:

LN _ Pt =0 +1 * LN _ NEERIt +3 * LN _ RCONSt +4 * LN _ OILt +t (4) (LN _ Pt )= * (LN _ NEERIt-i )+ 3 * (LN _ RCONSt )+ i i=0 (5) + 4 * (LN _ OILt )+ 6 * AR(1) + 7 * + е t- Поскольку нас интересует эффект монетарной политики на общий уровень инфляции в стране, данный эффект тестируется только для агрегированных ИПЦ и ИЦП.

Полученные оценки ЭП сравниваются с оценками, полученными в k k предыдущем разделе. Если <, это означает, что ЭП за k месяцев меньше i i i=0 i=при отсутствии учета монетарной политики в модели и монетарная политика России k k имеет сглаживающий эффект на внутренние цены. Если >, это означает, i i i=0 i=что монетарная политика в России не направлена на уменьшение ЭП, а, наоборот, преследует иные цели и усиливает его. Если ЭП с учетом монетарной политики и без него одинаковы, то монетарная политика в России не оказывает влияния на цены в краткосрочном периоде.

i) Оценка структурных изменений в эффекте переноса До 1998 года Центральный Банк РФ объявлял различные типы фиксированного обменного курса. В августе 1998 года Центральный Банк РФ объявил плавающий обменный курс, но в реальности он не стал свободно плавающим особенно благодаря возросшим ценам на нефть, что привело к необходимости контролировать инфляцию и аккумулированию резервов иностранной валюты. Позже обменный курс между рублем и американским долларом был заключен в коридор. Возникает вопрос: «Влияет ли режим обменного курса на ЭП» Cuddington и Liang (1999) доказывают, что «относительные цены двух категорий торгуемых товаров имеют большую волатильность при плавающем обменном курсе, чем при фиксированном».

Это ставит другой вопрос для исследования: «Изменился ли ЭП после кризиса при изменении системы обменного курса» Более того, сильные изменения в российской экономике после кризиса (приток инвестиций, замещение импортных товаров на национальные, увеличение производства и т.п.) могли изменить ЭП.

Чтобы протестировать, изменился ли ЭП после кризиса благодаря структурным изменениям, выборка разбита введением двух дамми-переменных на три подвыборки: до кризиса, сам кризис и краткосрочные приспособления, после кризиса:

0, 01/95 - 12/ D1 = 1, 01/00 - 12/ 0, 01/95 - 06/98 and 01/00 - 12/ D2 = 1, 07/98 - 12/ Следующая таблица демонстрирует значения, принимаемые дамми в каждом периоде.

Таблица Периоды и соответствующие значения дамми Дамми- Период переменная 01/95-06/98 07/98-12/99 01/00-12/D1 0 0 D2 0 1 Тестируются структурные изменения только в одномесячном ЭП, т.к. он является наиболее значимым для всех индексов цен, а тестирование изменений для ЭП разной срочности невозможно ввиду коротких временных рядов (малого количества наблюдений). В модели оставляются лаговые значения обменного курса, поскольку исключение их может привести к искажению оценок одномесячного ЭП в связи с тем, что они являются значимыми для многих ценовых индексов.

Структурные изменения в одномесячных ЭП после кризиса тестируются посредством оценки следующей Модели коррекции ошибки Методом Наименьших Квадратов:

(LN _ Pt )= 0 + 1 * (LN _ NEERIt )+ 1 * D1 * (LN _ NEERIt ) + + 2 * D2 * (LN _ NEERIt ) + * (LN _ NEERIt-i )+ i i= (6) + * (LN _ MONEYt-i )+ 3 * (LN _ RCONSt )+ 4 * (LN _ OILt )+ 2i i=+ 5 * AR(1) + 6 *t-1 + е где t-1 - это остатки из регрессии (2), сдвинутые на 1 лаг.

Тестируются следующие гипотезы:

H0: 1 = 2 = 0 (Нет различий в ЭП между периодами) H1: 1, 2 0 (Есть различия в ЭП между периодами) Если коэффициенты при D1 и D2 значимо отличаются от нуля, нулевая гипотеза об отсутствии изменений в ЭП после кризиса отвергается в пользу альтернативной.

j) Оценка эффекта переноса при укреплении и падении курса рубля Эмпирические наблюдения позволяют выдвинуть гипотезу об асимметричном влиянии обменного курса на цены, а именно, падение курса рубля ведет к росту цен (значимый ЭП), в то время как укрепление рубля не ведет к падению цен, а наоборот (незначимый ЭП).

Цель данного раздела сравнить только краткосрочные (1-месячные) эластичности при падении и росте курса рубля и проверить значимость их различий.

Для этого оценивается следующая Модель коррекции ошибки Методом Наименьших Квадратов:

(LN _ Pt )= 0 +1 *(LN _ NEERIt )+ *D*(LN _ NEERIt ) + 5 + *(LN _ NEERIt -i )+ *(LN _ MONEYt-i )+ (7) 1 2i i i=1 i=+3 *(LN _ RCONSt )+4 *(LN _ OILt )+5 * AR(1) +6 *t-1 + t 0, если NEERI растет (ррубл дорожает) где D = 1, если NEERI падает (ррубл дешевеет) и t-1 - это остатки из регрессии (2), сдвинутые на 1 лаг.

Тестируются следующие гипотезы:

H0: 1 = 0 (Нет различий в ЭП при падении и укреплении рубля) H1: 1 0 (Есть значимые различия в ЭП при падении и укреплении рубля) Если коэффициент при D значимо отличается от нуля, то нулевая гипотеза о симметричном ЭП отвергается в пользу альтернативной.

Весь анализ в данной работе проводится с помощью эконометрического пакета Eviews.

Глава 3. Результаты оценки эффекта переноса для России и анализ результатов Данная глава посвящена описанию результатов оценки эконометрических моделей, изложенных в главе 2, анализу их и сравнению с результатами, полученными другими исследователями для других стран.

6) Результаты и анализ оценки ППС Оценка ППС проводится методом коинтеграционного анализа, чтобы выявить долгосрочные зависимости, в соответствии с уравнением (1). Метод коинтеграционного анализа используется для нестационарных временных рядов, поэтому оценки стандартных ошибок не имеют эконометрического смысла и не могут быть использованы для определения значимости коэффициентов. Поэтому невозможно протестировать, значимо ли отличается оценка ЭП от –1, или нет. Но анализ ППС проводится в данной работе для полноты исследования, поскольку является «отправной точкой» ЭП.

В таблице 2 представлены оценки коэффициента 1, т.е. оценки долгосрочного ЭП при предпосылках ППС.

Таблица Оценка ППС Индекс цен (в логарифмах) ИПЦ -1,Продовольственные товары -1,Непродовольственные товары -1,Услуги -1,ИЦП -0.Пр-во строительных материалов -1.Химическая пром. -0.Электроэнергетика* -0.Черная металлургия -1.Пищевая пром. -1.Топливная пром.* -1.Машиностроение -1.Цветная металлургия* -1.Нефтехимическая пром. -0.Легкая пром. -0.Деревообрабатывающая пром. -1.* отмечены отрасли, для которых оценка ЭП отличается от 1 более, чем на 40% Из таблицы видно, что ЭП в долгосрочном периоде близок к единице почти для всех индексов цен, что свидетельствует о выполнении ППС в России. Данный закон не выполняется только для трех отраслей: электроэнергетика, топливная промышленность и цветная металлургия. Возможное объяснение этого состоит в том, что электроэнергетика и газовая промышленность, входящая в топливную, сильно монополизированы, и цены в этих отраслях регулируются.

Результаты показывают, что ЭП в долгосрочном периоде является полным, что соответствует долгосрочному равновесию.

Но нельзя забывать о сильных предпосылках, вводимых для анализа ППС. В реальной жизни эти предпосылки не соблюдаются, т.к. иностранные цены не являются зафиксированными, а также существует помимо обменного курса и другие переменные, влияющие на цены в стране (например, уровень доходов населения и монетарная политика государства), но пропущенные в данной модели. Было доказано для многих стран, что ППС не соблюдается. В следующем разделе данной главы демонстрируется, что включение других объясняющих переменных, влияющих на цены, в эконометрическую модель позволяет оценить реальный ЭП и показать несоблюдение ППС.

7) Результаты и анализ оценки эффекта переноса различной срочности во всем изучаемом периоде Для оценки реального ЭП различной срочности используется двух шаговая процедура построения Модели коррекции ошибки, описанная в предыдущей главе.

На первом шаге оценивается коинтеграция в соответствии с уравнением (2).

Результаты оценки коинтеграционного уравнения приводятся в приложении 2. Мы видим, что коинтеграция существует для всех ценовых индексов. Это позволяет сгенерировать остатки, которые являются стационарными. Проверка стационарности остатков также представлена в приложении 2. Тест ADF, описанный в главе 2, позволил заключить, что все остатки, кроме одних (химическая промышленность), являются стационарными. Остатки для химической промышленности были протестированы с помощью теста Перрона на наличие единичного корня при существовании структурных изменений. Тест Перрона показал, что и эти остатки являются стационарными, но только со сдвигом.

Таким образом, все остатки являются стационарными, что позволяет их включить в Модели коррекции ошибки (3), (6) и (7), оцениваемые Методом наименьших квадратов.

Результаты оценки модели (3) представлены в приложении 3, а моделей (6) и (7), рассматриваемых в следующих разделах, – в приложениях 4 и 5 соответственно.

На основе коэффициентов модели (3) рассчитываются накопленные эластичности за 1, 3 и 6 месяцев, представленные в таблицах 7 (потребительские цены) и 9 (цены производителей). Во втором столбце таблиц знак «+» означает наличие коинтеграции. Жирным шрифтом выделены статистически значимые эластичности.

Таблица Оценки ЭП различной срочности: потребительские цены Индекс цен Коинте 1 месяц 3 месяца 6 месяцев (в логарифмах) грация ИПЦ + -0.42 -0.40 -0.Стандартная ошибка 0.01 0.04 0.T-статистика -32.01 -10.06 -5.Продовольственные товары + -0.45 -0.45 -0.Стандартная ошибка 0.02 0.05 0.T-статистика -25.43 -8.68 -6.Непродовольственные товары + -0.55 -0.48 -0.Стандартная ошибка 0.02 0.05 0.T-статистика -34.88 -10.55 -3.Услуги* + -0.05 -0.06 -0.Стандартная ошибка 0.02 0.04 0.T-статистика -3.15 -1.31 -0.* - незначимый ЭП хотя бы в одном периоде (1) Краткосрочный ЭП (1 месяц):

Нулевая гипотеза об отсутствии ЭП в краткосрочном периоде (1 месяц) отвергается для всех индексов цен. Т.е. ЭП значим в краткосрочном периоде для потребительских цен.

(2) Долгосрочный ЭП (6 месяцев):

Для сравнения 6-месячного ЭП с –1 были получены следующие Т-статистики:

Индекс цен Т-статистики ИПЦ -7.Продовольственные товары -4.Непродовольственные товары -11.Услуги -11. Полученные Т-статистики позволяют отвергнуть нулевую гипотезу о полном ЭП для всех индексов цен, т.е. ЭП является неполным даже в долгосрочном периоде и паритет покупательной способности не соблюдается в России.

Мы видим, что все потребительские цены, кроме цен на услуги, имеют высокую эластичность по обменному курсу уже в первом месяце. Т.е.

потребительские цены в России приспосабливаются к обменному курсу за один месяц. Интересно, что цены на непродовольственные товары имеют высокую 1месячную эластичность, но в более долгосрочном периоде она сокращается, т.е.

цены возвращаются ближе к прежнему уровню. Цены на услуги мало зависимы от обменного курса, что подтверждает гипотезу о не торгуемых товарах (доля импорта в сфере услуг очень мала).

Для наглядности временная структура приспособления цен в результате изменения обменного курса на 1% представлена на следующей диаграмме.

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 10 |



© 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.