WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 10 | 11 || 13 | 14 |   ...   | 60 |

2006. September 27. www.imf.org/external/pubs/ft/scr/2006/cr06430.pdf Kunte A. et al. Estimating National Wealth: Methodology and Results / World Bank. 1998. wwwwds.worldbank.org/servlet/WDSServletpcont=details&eid=000009265_ Подробнее данный вопрос рассмотрен в работе: Kадочников П.А., Kазакова М.В., Синельников-Мурылев С.Г. Анализ структурной и конъюнктурной составляющих налоговой нагрузки в российской экономике // Научные труды ИЭПП. 2009. № 129 (данная публикация доступна также на сайте www.iet.ru).

Kонъюнктура мирового рынка энергоносителей и темпы экономического роста в России взаимосвязь темпов роста экономики с уровнем цен: при низких ценах имеют место низкие инвестиции, определяющие низкие темпы роста ВВП, при высоких ценах — высокие инвестиции и соответственно высокие темпы роста ВВП. Таким образом, темп роста ВВП является постоянным при заданном уровне нефтяных цен.

Иными словами, уровень цен на нефть определяет прирост выпуска, т.е. при заданном уровне цен на нефть существует некий постоянный (стационарный) темп роста ВВП и соответственно при повышении мировых цен на нефть происходит ускорение роста ВВП. Следует подчеркнуть, что отмеченная взаимосвязь — это взаимосвязь между темпами роста ВВП и уровнем цен: при более высоком уровне цен имеют место более высокие темпы роста за счет более высокого объема инвестиций.

Для оценки долгосрочной зависимости темпов роста ВВП от нефтяных цен в данной статье мы применяем двухшаговую процедуру Энгла — Гренджера1, предполагающую оценку коинтеграционного соотношения (1) между приростом ВВП (ряд первого порядка интегрированности) и уровнем нефтяных цен (ряд первого порядка интегрированности) и при условии стационарности остатков этого коинтеграционного соотношения построение модели коррекции ошибками (2):

Y = 0 + 1P_oil + t, (1) t t 2Y = 0 + 1P_oil + 2t-1 + t, (2) t t где Y — прирост ВВП в момент t; P_oil — уровень цены на нефть в момент t;

t t 2Y — изменение темпа роста ВВП, т.е. его ускорение в момент t; P_oil — приt t рост цен на нефть в момент t; t-1 = Y – 1P_oil — остатки коинтеграционного t-1 t-соотношения (1) в первом запаздывании.

Согласно гипотезе о наличии коинтеграционного соотношения в средне- и долгосрочной перспективе фактический прирост ВВП определяется уровнем мировых цен на нефть. При благоприятных условиях внешней торговли темпы экономического роста будут высокими за счет увеличения объема инвестиционных вложений, и, наоборот, при низких ценах на нефть будут наблюдаться низкие темпы роста. Модель коррекции ошибками показывает, что если в предыдущий момент уровень нефтяных цен высок по сравнению с темпами роста ВВП, то в текущий момент произойдет ускорение роста ВВП, а при обратной ситуации, когда уровень цен энергоносителей низок по сравнению с темпами роста ВВП, произойдет замедление темпов экономического роста.

Постоянные колебания уровня цен на нефть необязательно предполагают переход ВВП на новую долгосрочную траекторию роста, определяемую динамикой инвестиций. Временные отклонения фактического темпа роста выпуска от стационарного обусловлены колебаниями совокупного спроса, часть из которых связана с краткосрочными изменениями уровня цен на нефть. Остальные колебания спроса могут объясняться другими факторами, такими, как настроения населения и инвесторов, денежно-кредитная и бюджетная политика и т.д. В этих отклонениях состоит краткосрочное влияние конъюнктуры рынка энергоносителей на темп роста ВВП.

Engle R.F., Granger C.W.J. Co-Integration and Error Correction: Representation, Estimation, and Testing // Econometrica. 1987. Vol. 55. N 2. P. 251—276.

566 Раздел IV. Макроэкономическая и финансовая политика В краткосрочном периоде переход к другому уровню (т.е. прирост или сокращение) цен и изменение чистого экспорта может (за счет воздействия на величину агрегированного спроса) вызывать отклонение от постоянного темпа экономического роста: либо ускорение постоянного темпа роста ВВП при росте нефтяных цен (т.е. добавка к постоянному темпу роста), либо замедление при снижении нефтяных цен. В данном случае речь идет о влиянии уровня цен на уровень выпуска. При росте уровня мировых цен на нефть увеличивается объем экспорта и соответственно повышается агрегированный спрос, а значит, при наличии свободных мощностей и рабочей силы растет уровень ВВП, т.е. наблюдается зависимость между уровнем ВВП и уровнем цен на нефть.

Проверка гипотезы о наличии взаимосвязи между уровнем нефтяных цен и темпом роста ВВП не может осуществляться непосредственно вследствие разного порядка интегрированности рассматриваемых рядов (уровень нефтяных цен является рядом первого порядка интегрированности, а уровень ВВП — рядом второго порядка интегрированности). Поэтому для того чтобы рассматривать переменные, дифференцированные одинаковое количество раз, тестирование может быть основано на оценке зависимости остатков коинтеграционного соотношения (между ростом ВВП и уровнем цен) от прироста цен на нефть:

t = Y – 0 – 1P_oil = 0 + 2P_oil + t, (3) t t t т.е. динамика стационарных остатков коинтеграционного соотношения t, не объясненная переменной P_oil, объясняется переменной P_oil.

Kроме того, оба рассмотренных выше механизма зависимости экономического роста от мировых цен на нефть (в долгосрочном и краткосрочном периодах) при условии наличия коинтеграции между приростом ВВП и уровнем цен на нефть могут быть описаны в одной модели. Kак было отмечено, в дополнение к механизму роста ВВП вследствие высокого уровня цен на нефть согласно модели коинтеграционного соотношения (рост ВВП, основанный на увеличении инвестиций), повышение цен на нефть и вызванный этим рост агрегированного спроса приводят к повышению ВВП, связанному с дозагрузкой имеющихся мощностей (увеличение выпуска при кейнсианской функции предложения). Таким образом, может быть сформулирована гипотеза об одновременном существовании зависимости прироста ВВП (i) от уровня мировых цен на нефть (и других факторов) и (И) от прироста мировых цен на нефть. Последняя зависимость равнозначна влиянию уровня цен (уровня агрегированного спроса) на уровень ВВП. Итак, можно выразить зависимость прироста ВВП одновременно от уровня цен на нефть и от их прироста следующим образом:

Yt = 0 + 1P _ oilt + 2P _ oilt +... + t. (4) Модель, описываемая уравнением (4), может быть оценена динамическим методом наименьших квадратов (DOLS)1, который имеет определенные преимуще Метод наименьших квадратов (DOLS) разработан в исследованиях: Philips Р.С.В., Loretan М.

Estimating Long-Run Economic Equilibria // Review of Economic Studies. 1991. Vol. 58. P. 407—436.

cowles.econ.yale.edu/P/cp/p07b/p0785.pdi; Saikkonen P. Asymptotically Efficient Estimation of Cointegration Regressions // Econometric theory. 1991. Vol. 7. P. 1—21. journals.cambridge.org/ abstract_S0266466600004217; а также: Stock J.H., Watson M.W. A Simple Estimator of Cointegration Vectors in Higher Order Integrated Systems // Econometrica. 1993. Vol. 61. P. 783—820.

Kонъюнктура мирового рынка энергоносителей и темпы экономического роста в России ства перед моделью коррекции ошибками, поскольку его реализация позволяет преодолеть недостатки обычного метода наименьших квадратов (МНK) в случае его применения к небольшим выборкам данных (в том числе смещенность оценок в результате коррелированности стандартной ошибки регрессии с первыми приростами объясняющих переменных).

Необходимо также отметить, что при малых выборках данных:

• МНK-оценки коинтегрирующего вектора существенно отличаются от истинных значений коэффициентов, тогда как DOLS-оценки ближе к истинным значениям коэффициентов;

• оценка коэффициента при переменной P_oil в уравнении (4) может отличаться от оценки коэффициента при этой переменной в уравнении (3), которое оценивается при помощи МНK;

• если оценка коэффициента при переменной P_oil в уравнении (4) статистически незначима (при этом для получения статистических выводов о коэффициенте при P_oil можно использовать t-статистику), это не приводит к совпадению оценок коэффициентов коинтегрирующего вектора в уравнениях, оцененных МНK и DOLS.

Таким образом, оценка коинтегрирующего вектора, являющегося единственным с точностью до нормировки, при помощи МНK приводит к смещению, которое может быть значительным при малых выборках и убывает при увеличении выборки, что связано с заметной коррелированностью P_oil и P_oil при малых выборках и убыванием степени их коррелированности в больших выборках. Следовательно, при малых выборках данных предпочтительнее применять DOLS даже при незначимости оценки коэффициента при P_oil в уравнении (5)1.

Анализ динамики структурной и конъюнктурной компонент экономического роста в РФ за период 1999—2007 гг.

Анализ стационарности используемых данных Временные ряды, используемые в эконометрической оценке влияния мировых цен на энергоносители на экономический рост в России, включают:

• ВВП в реальном выражении (базовый индекс, приведенный в цены I квартала 1999 г.);

• инвестиции в основной капитал в реальном выражении (базовый индекс, приведенный в цены I квартала 1999 г.);

• фактическая цена на нефть марки Brent в номинальном выражении (долл.

за баррель).

Все указанные выше ряды взяты за период с I квартала 1999 г. по I квартал 2009 г. (таким образом, размер выборки составляет 41 наблюдение). Рассмотрим эти ряды более подробно. В качестве зависимой переменной в коинтеграционном соотношении (1), описанном ранее, используется объем ВВП в реальном выражении (базовый индекс, приведенный в цены I квартала 1999 г., — рис. 1). Данный При подготовке данного раздела использованы материалы, предоставленные В.П. Носко.

568 Раздел IV. Макроэкономическая и финансовая политика ряд был построен на базе реального объема ВВП, представленного в виде цепного индекса (в % к соответствующему кварталу предыдущего года) по методологии Росстата.

230,0 230,0 12 220,220,0 11 210,210,10 200,200,9 190,190,8 180,180,7 170,170,6 160,160,5 150,150,4 140,140,3 130,130,2 120,120,1 110,0 110,100,100,0 ВВП в реальном выражении (I квартал 1999 г. = 100) Номинальный ВВП (в текущих рыночных ценах), млрд руб.

Источники: Росстат, расчеты авторов.

Рис. 1. Уровень ВВП в реальном и в номинальном выражении, I квартал 1999 — I квартал 2009 г.

На рис. 2 представлен ряд реальных инвестиций в основной капитал (базовый индекс), приведенный в цены I квартала 1999 г. при помощи дефлирования по ИПЦ, а также ряд фактических инвестиций в номинальном выражении.

На рис. 3 показан ряд, описывающий фактический уровень номинальной цены на нефть марки Brent.

Kак можно видеть из рис. 3, начиная с 2008 г. рассматриваемые временные ряды меняют свои свойства в связи как с интенсивным ростом мировых цен на нефть в I—II кварталах 2008 г., так и с последующим падением этих цен на фоне мирового финансового кризиса во втором полугодии 2008 г. Соответственно в дальнейших расчетах в целях разложения темпов роста ВВП на структурную и конъюнктурную компоненты будет использоваться выборка данных, заканчивающаяся IV кварталом 2007 г. (таким образом, размер этой выборки составит 36 наблюдений).

Проверка на стационарность всех временных рядов, используемых при оценке зависимости прироста ВВП от цен на нефть на исследуемом промежутке времени, проводилась при помощи ADF- и KPSS-тестов. Результаты этой проверки говорят в пользу гипотезы о том, что уровень ВВП и уровень инвестиций в основной капитал в реальном выражении являются нестационарными рядами второго порядка интегрированности (1(2)), а уровень номинальной цены на нефть марки Brent (долл./барр.) — нестационарным рядом первого порядка интегрированности (1(1)). Kроме того, следует отметить, что реальный ВВП и реальные инвестиции I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q I I I I I I I I I I I I I I I q I q I q I I I I q I I I I I I I I I I I I V I V V V I V I V I V V I I I I I I I I I I I IV I I I I II I II I II IV I I I I I I II I Kонъюнктура мирового рынка энергоносителей и темпы экономического роста в России 900 900 200 150 150 100 Инвестиции в основной капитал в реальном выражении (I квартал 1999 г. = 100) Номинальные инвестиции в основной капитал (в текущих ценах), млрд руб.

Источники: Росстат, расчеты авторов.

Рис. 2. Уровень реальных и номинальных инвестиций в основной капитал, I квартал 1999 — I квартал 2009 г.

130,130,120,120,110,110,100,100,90,90,80,80,70,70,60,60,50,50,40,40,30,30,20,20,10,10,Источник. МВФ (International Financial Statistics database, CD-ROM edition, April 2009).

Рис. 3. Фактический уровень номинальной цены на нефть (долл./барр.), I квартал 1999 — I квартал 2009 г.

I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. I кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. II кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. III кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q I I I I I I I I I q I q I q I I q I q I q I I I q I q I I I II V q I II V q II I I II I II II II II II I I II IV II IV II IV II IV II IV II IV II IV I IV I I q q q q q q q q q q q q q q q q q q I q I q I q I I q I q I q I q I q I q I q I q I q I q I q I q I q I q I q II V q II V q II V q II V q II V q I I I II II II II II II II II IV II IV II IV II IV II IV I I I I I I I I I I 570 Раздел IV. Макроэкономическая и финансовая политика имеют ярко выраженную сезонность (см. рис. 1 и 2)1, которая связана прежде всего с погодно-климатическими условиями в России, ритмичностью производственных процессов и учебного процесса и др.

Оценка влияния мировых цен на энергоносители на экономический рост в России На основе результатов проверки стационарности используемых временных рядов нами была построена модель для выделения структурной и конъюнктурной компонент темпов экономического роста, основанная на оценке влияния мировых цен на нефть на темпы роста ВВП России в долгосрочном и краткосрочном периодах. Для оценки этой зависимости мы использовали в первую очередь модель коррекции ошибками. Kроме того, в работе применялась процедура DOLS, позволяющая оценить взаимосвязь между экономическим ростом и нефтяными ценами и их приростом.

Pages:     | 1 |   ...   | 10 | 11 || 13 | 14 |   ...   | 60 |



© 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.