WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 10 |

Снижение значимости объема выпуска (индекса промышленного производства) может объясняться изменением фундаментальных факторов роста реального сектора экономики России. Если до кризиса периоды расширения/сокращения производства в значительной степени объяснялись колебаниями денежного предложения и инфляционным налогом на производителей, то после кризиса причины роста находились преимущественно в области внешнеэкономической конъюнктуры и импортозамещения. В этих условиях непосредственное влияние объема выпуска на внутренние цены ослабло.

Оценка коэффициента при коинтеграционном соотношении между ценами и денежной массой резко снизилась после кризиса, но по мере удаления от него наблюдалась тенденция к возвращению на прежний уровень.

Данный результат объясняется шоковым изменением цен в период кризиса и первые месяцы после него, вызванные немонетарными факторами. Однако со стабилизацией ситуации в денежной сфере и снижением инфляционных ожиданий экономических агентов долгосрочное соотношение между ценами и денежной массой снова стало играть важную роль в динамике инфляционных процессов.

1.2.8. Моделирование динамики инфляции на отдельных промежутках времени Согласно проведенному выше анализу стабильности коэффициентов, оценки линейной модели нестабильны на интервале с 1992:02 по 2001:08.

Для более полного изучения взаимосвязей между темпами роста цен и объясняющими переменными в рамках нелинейных зависимостей исследование на стабильность коэффициентов может быть проведено непосредственным оцениванием модели на отдельных подпериодах, на протяжении которых цены наиболее вероятно формировались по одному закону. Для выделения таких подпериодов необходимо определить моменты структурных сдвигов в экономике, обуславливающих изменение характера формирования цен в экономике.

Оценивание модели на трех выделенных подпериодах (02.1992–02.1995, 03.1995–09.1998, 10.1998–08.2001) требует пересмотра стохастических свойств исследуемых рядов, поскольку стационарная в долгосрочном периоде переменная может оказаться нестационарной для краткосрочного периода.

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru 1) Определение порядка интегрированности исследуемых переменных на подпериоде с 02.1992 по 02.1995.

Ряд логарифов цен. Тест Филлипса-Перрона (как и расширенный тест Дикки-Фуллера) говорит в пользу стационарности вторых разностей логарифма цен на рассматриваемом промежутке с 02.1992 по 02.1995. Таким образом, можно утверждать, что цены имеют тенденцию к стабильности лишь в долгосрочном периоде, тогда как в краткосрочной перспективе они с большей вероятностью нестабильны.

Стационарность Критическое значение при уровне знаЗначение статистики вторых разностей чимости 0.Тест Д-Ф -4.801 -1.Тест Ф-П -5.3434 -1.Ряд логарифмов денежной массы М2 стационарен в разностях относительно тренда и константы с уровнем значимости 0.05.

Стационар- Критическое зна- Уровень значимо- Уровень значимоЗначение статиность в раз- чение при уровне сти коэффициента сти для коэффистики ностях значимости 0.05 при константе циента при тренде Тест Д-Ф -3.637153 -3.5514 0.0016 0.Тест Ф-П -3.874169 -3.5468 0.0013 0.Проверка на стационарность ряда темпов прироста обменного курса позволяет делать выводы в пользу стационарности переменной в уровнях относительно константы.

СтационарКритическое значение при Уровень значимости коэфность в уров- Значение статистики уровне значимости 0.05 фициента при константе нях Тест Д-Ф -3.908545 -2.9499 0.Тест Ф-П -5.006202 -2.9472 0.Ряд логарифмов индекса промышленного производства стационарен в уровнях, причем тест Дикки-Фуллера подразумевает стационарность относительно тренда и константы. Как и для всего периода, в выводах будем придерживаться результатов теста Дикки-Фуллера.

Стационар- Критическое значе- Уровень значимости Уровень значимости ность в уров- Значение статистики ние при уровне зна- коэффициента при для коэффициента нях чимости 0.05 константе при тренде Тест Д-Ф -4.566368 -3.5468 0.0001 0.Тест Ф-П -2.877187 -1.Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru Итак, в результате исследования переменных порядок интегрированности переменных логарифмов цен повысился до второго.

2) Определение порядка интегрированности исследуемых переменных на подпериоде с 03.1995 по 09.1998.

Ряд логарифмов цен. Исследование ряда на стационарность затрудняется тем, что в данный подпериод попадает кризис августа 1998 г. Исследовать стационарность имеет смысл при исключении из рассмотрения двух последних месяцев подпериода (август и сентябрь 1998 г.) с высокими показателями индекса. Тест Филлипса-Перрона (как и расширенный тест Дикки-Фуллера), примененный к укороченному ряду, говорит в пользу стационарности вторых разностей логарифма цен относительно тренда и константы на рассматриваемом промежутке с 03.1995 по 09.1998 гг.

Стационар- Критическое зна- Уровень значимо- Уровень значимоЗначение статиность в чение при уровне сти коэффициента сти для коэффистики уровнях значимости 0.05 при константе циента при тренде Тест Д-Ф -3.3858 -3.5348 0.0676 0.Тест Ф-П -4.5507 -3.5312 0.0278 0.Ряд логарифмов денежной массы М2 стационарен в разностях относительно тренда и константы с уровнем значимости 0.05.

Стацио- Критическое зна- Уровень значимо- Уровень значимоЗначение статинарность в чение при уровне сти коэффициента сти для коэффицистики разностях значимости 0.05 при константе ента при тренде Тест Д-Ф -3.956381 -3.5279 0.0082 0.Тест Ф-П -5.996668 -3.5247 0.0002 0.Проверка на стационарность ряда темпов прироста обменного курса осложняется тем, что в рассматриваемый подпериод попадает кризис г. Здесь, как и для ряда логарифмов цен, данные за август 1998 г. были исключены при исследовании стационарности. Результаты тестов при этом позволяют делать выводы в пользу стационарности переменной в уровнях относительно константы.

СтациоКритическое значение при уровне нарность в Значение статистики значимости 0.уровнях Тест Д-Ф -2.493443 -1.Тест Ф-П -1.978487 -1.Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru Ряд логарифмов индекса промышленного производства стационарен в разностях согласно статистике и Дикки-Фуллера, и Филлипса-Перрона.

Критическое значение Уровень значимости Стационарность Значение статипри уровне значимости коэффициента при конразностей стики 0.05 станте Тест Д-Ф -4.425639 -2.9378 0.Тест Ф-П -3.354534 -1.3) Определение порядка интегрированности исследуемых переменных на подпериоде с 10.1998 по 08.2001.

Ряд логарифмов цен. Согласно обоим тестам, гипотеза о стационарности ряда не отвергается (относительно детерминированного линейного тренда).

Стационар- Критическое Уровень зна- Уровень значиЗначение ность в уров- значение при чимости коэф- мости для костатистинях уровне значи- фициента при эффициента ки относительно мости 0.05 константе при тренде тренда Тест Д-Ф -10.9445 -3.5514 11.00 10.Тест Ф-П -7.1222 -3.5468 7.04 5.Ряд логарифмов денежной массы М2 стационарен в разностях относительно константы с уровнем значимости 0.05.

Критическое Уровень значи- Уровень знаСтационар- Значение значение при мости коэффи- чимости для ность в разно- статистиуровне значимо- циента при кон- коэффициента стях ки сти 0.05 станте при тренде Тест Д-Ф -5.555998 -2.9558 0.Тест Ф-П -7.914577 -2.9527 0.Проверка на стационарность ряда темпов прироста обменного курса позволяет делать выводы в пользу стационарности переменной в уровнях, однако, структура динамики индекса позволяет отвергнуть предположение теста Филлипса-Перрона. Примем предположение о стационарности ряда без трендовой составляющей.

Стацио- Критическое Уровень значи- Уровень значинар- Значение стати- значение при мости коэффи- мости для коность в стики уровне значимо- циента при кон- эффициента при уровнях сти 0.05 станте тренде Тест Д-Ф -3.461070 -1.Тест Ф-П -4.163214 -3.5468 -2.281661 0.Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru Ряд логарифма индекса промышленного производства стационарен в разностях согласно статистике Дикки-Фуллера, однако тест ФиллипсаПеррона говорит в пользу стационарности переменной.

Стацио- Критическое Уровень значи- Уровень значинар- Значение стати- значение при мости коэффи- мости для коность стики уровне значимо- циента при кон- эффициента при уровней сти 0.05 станте тренде Тест Д-6.309240 -3.5562 0.0001 0.Ф* Тест Ф-3.781729 -3.5468 0.0001 0.П** *статистика для проверки гипотезы об интегрированности первого порядка.

**статистика для проверки гипотезы об интегрированности нулевого порядка.

Результаты исследования стационарности показателей на отдельных подпериодах обобщены в табл. 1.7.

Таблица 1.7.

Темпы приРассматривае- Логарифм ln(M2) роста курса ln(y) мый период индекса цен доллара p m2 dkurs y стационарность стационарен в в разностях в уровнях отв разностях разностях 1992:02–2001:08 относительно носительно относительно относительно тренда тренда тренда тренда стационарность в разностях стационарность стационарен 1992:02–1995:02 во вторых раз- относительно относительно относительно ностях тренда константы тренда в разностях стационарность относительно в уровнях от- тренда (либо в стационарность 1995:03–1998:09 в разностях носительно уровнях отно- в уровнях тренда сительно константы) стационарность стационарность в уровнях (либо в уровнях от- стационарность стационарен в 1998:10–2001:08 в разностях) носительно в разностях уровнях относительно тренда тренда Итак, можно заметить, что все ряды, за исключением М2, на коротких временных интервалах имеют тенденцию к стационарности, в некоторых случаях – относительно трендовой составляющей.

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru Оценку модели на различных подпериодах будем проводить по такой же схеме, как и при оценивании на всем периоде с 02.1992 по 08.2001.

1) Оценивание модели на подпериоде с 02.1992 по 02.1995.

Построение парных моделей VAR (VEC) для логарифма цен и каждой из объясняющих переменных позволило сделать следующие выводы. Глубина влияния денежной массы, так же как и переменной выпуска, составляет 4 месяца. Показатель курса доллара оказывает влияние на индекс цен с запаздыванием до 3 месяцев. В то же время наилучшие значения информационных критериев и функции максимального правдоподобия дает модель VAR, построенная для двух лагов. Необходимо учитывать, что низкие порядки лагов в моделях на отдельных пеодпериодах (по сравнению с результатами, полученными на всем периоде) могут также быть следствием малого числа наблюдений на каждом из подпериодов (30–35 точек), что фактически не позволяет статистически значимо оценить глубину влияния переменных более 2–3 месяцев.

Оценка линейной модели с поправкой на гетероскедастичность остатков. Для первого интервала (1992:02 по 1995:02) при моделировании вторых разностей цен доля объясненной дисперсии остается крайне низкой, нормированный R2 не превышает 0.20 (см. табл. 1.8, в спецификации уравнения оставлены только переменные со статистически значимыми оценками коэффициентов).

Таблица 1.8.

Коэффициент при Стандартная Уровень значимости объясняющей пере- ошибка коэффикоэффициента менной циента C -0.031948 0.006333 0.2(lnPt-1) -0.283504 0.136857 0.(lnM2t-1) 0.231711 0.053372 0.t -0.082002 0.023944 0.Коинтеграционное соотношение lnPt-1 1.LnM2t-1 -1.186995 0.024997 0.C 8.509431 0.242818 0.Уравнения дисперсии ARCH(1) C 0.000271 6.87E-05 0.ARCH(1) 0.745723 0.313051 0.R2 = 0.267, нормированный R2 = 0.131.

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru Необходимо отметить, что на данном временном интервале, в отличие от всего периода наблюдений, статистически значимыми являются только монетарные переменные – первая разность логарифма денежной массы, отражающая краткосрочные шоки денежного предложения, и коинтеграционное соотношение, выражающее долгосрочное соотношение между ценами и денежной массой. Такой результат полностью совпадает с общими представлениями о механизме инфляционных процессов в условиях высокой инфляции. Роль немонетарных факторов становится крайне незначительной, тогда как цены моментально реагируют на изменения в денежном предложении.

Важным результатом является отрицательный знак у коэффициента при авторегрессионной переменной, что свидетельствует о слабой инерционности темпов роста цен. Очевидно, что в условиях высоких средних темпов инфляции месячные колебания темпов роста цен также были большими, и абсолютные значения инфляции резко менялись от месяца к месяцу. В этих условиях роль ожиданий экономических агентов в формировании текущих темпов инфляции была крайне мала (обычно в условиях высокой инфляции ценовые ожидания устойчиво отстают от фактических значений), движение цен определялось исключительно денежными шоками.

Оценка модели коррекции ошибок (VEC). Поскольку по результатам оценки структурной модели лишь две переменные – логарифмы цен и денежной массы – оказались взаимосвязанными на данном временном интервале, мы будем рассматривать модель векторной авторегрессии с коррекцией ошибок, включающую только две эндогенные переменные, цены и денежную массу. Тестирование гипотезы Йохансена позволяет отвергнуть нулевую гипотезу об отсутствии коинтеграции и не отвергнуть гипотезу о константе в коинтеграционном отношении. Оценка модели VEC приводит к следующим результатам:

=lnP- 0.05*lnM2 +0.t-стат (-3.95) 2lnPt= -1.469 – 0.692*t-1 + 0.361* lnYt + 0.3022pt-1 – 0.032 mt-1 + t t-стат (-3.117) (-3.575) (-3.064) (-1.865) (-0.293) lnMt= -2.54 – 0.889*t-1 + 0.651* lnYt – 0.342pt-1 + 0.082 mt-1 + t t-стат (-3.053) (-2.602) (-3.127) (-1.189) (-0.428) Функции импульсного отклика показателя инфляции на шоки в инновациях первых разностей логарифмов цен и денежной массы М2 показаны на рис. 1.15 и 1.16. Коэффициент корреляции инноваций относительно мал (-0.305).

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru Отклик D(LNP,2) на шок D(LNP,2) (одно С.О.) 0.0.0.0.0.-0.-0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Рис. 1.15.

Отклик D(LNP,2) на шок D(LNM2) (одно С.О.) 0.0.0.0.-0.-0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Рис. 1.Как видно из представленных графиков, отклик темпов роста цен на ценовой шок заканчивался практически в первом периоде, уходя в отрицательную область (от 2 до 4 месяцев), что согласуется с нашим выводом о высокой волатильности цен на данном подпериоде. Отклик цен на шок денежного предложения начинался с лагом 2 месяца и сохранялся статистически значимым на протяжении последующих одного – двух месяцев.

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru 2) Оценивание модели на подпериоде с 03.1995 по 07.1998.

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 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.