WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 5 | 6 |   ...   | 8 |

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

t = -(1- ){ (t +n - Ett +n t ) + (yt - Et yt t )}+t Теперь предположим, что существует вектор Ut, состоящий из переменных, входящих в информационное множество, доступное денежным властям при выборе значения базовой ставки, ортогональный к t. Обычно элементы вектора Ut включают в себя лаговые значения переменных, используемые для прогнозирования выпуска и инфляции, а также текущие значения переменных, не коррелированных с текущими шоками в процентной ставке t. Тогда, поскольку Et (t Ut ) = 0, оценки параметров модели (,,, ) могут быть получены с помощью обобщенного метода моментов.

Обобщенный метод моментов (ОММ) (Generalized Method of Moments, GMM), разработанный Хансеном в 1982 г.81, имеет ряд преимуществ, которые позволяют рассматривать его в качестве наиболее подходящей техники для оценки процесса динамики базовой ставки.

Во-первых, ОММ не требует нормального распределения изменений ставки. В асимптотическом приближении достаточным условием является стационарность и эргодичность рассматриваемых временных рядов, а также существование соответствующих моментов.

Во-вторых, оценки ОММ и их стандартные ошибки состоятельны, даже если остатки имеют условную гетероскедастичность. Поскольку при оценке непрерывного процесса по дискретным наблюдениям возникает проблема агрегирования данных во времени, влияющая на распределение остатков, данное свойство ОММ позволяет уменьшить воздействие дискретной аппроксимации на ошибку оценки параметров.

В то же время ОММ применим только для оценок больших выборок, т.е. указанные свойства достигаются при большом числе наблюдений. В Hansen (1982).

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru большинстве случаев оценки ОММ асимптотически эффективны, однако, они редко эффективны на конечных выборках.

В основе метода лежит «теоретическое» (a priori) утверждение о выполнении условия ортогональности для генеральной совокупности (population orthogonality condition), записываемое в виде E[z' g(y, X,)] = 0, где g(•) – непрерывная функция от матрицы наблюдаемых значений эндогенных и экзогенных переменных (y, X) и вектора параметров, z – вектор инструментальных переменных, независящих от параметров. Далее строится выборочный аналог условия ортогональности m(y, X,, z), и минимизируется по следующее выражение:

J () = m(y, X,,z) W m(y, X,,z), где W – наилучшим образом выбранная ковариационная матрица НьюиУэста82. Если выбор матрицы W оптимален, то значения данного выражения асимптотически распределены как 2. Произведение J () на число наблюдений, известное как J-статистика, также распределено как 2 с числом ограничений, равным разнице между количеством накладываемых на моменты ограничений и числом оцениваемых параметров. Согласно нулевой гипотезе все ограничения выполняются. Данная статистика является показателем качества регрессионной модели, оцениваемой с помощью ОММ.

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 существуют такие значения параметров (,,, ), при которых выполняется условие ортогональности между остатками и информационным вектором.

Базовая спецификация модели Клариды, Гали и Гертлера предполагает проверку гипотезы относительно таргетирования инфляции денежными властями, при этом целевое значение инфляции может быть рассчитано на основе полученных оценок коэффициентов в модели как:

rr * =, - Newey, West (1987).

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru где rr – долгосрочное равновесное значение реальной процентной ставки, которая принимается равной средней реальной процентной ставки за период наблюдений.

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

rt = (1- ) + (1- )t +n + (1- )yt + (1- )zt + rt -1 + t, t = -(1- ){ (t+n - Ett+n t ) + ( yt - Et yt t ) +(zt - Et zt t )}+t 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.

Экономическая интерпретация оценок коэффициентов (,, ) предполагает, что коэффициенты имеют знак, соответствующий направлению изменения процентной ставки денежными властями для уменьшения разрыва между ожидаемым и целевым значением таргетируемого параметра (например, «плюс» – для коэффициентов при инфляции и выпуске). Статистическая значимость нескольких коэффициентов означает, что денежные власти стараются учитывать в своей политике сразу несколько целей, другими словами, в базовом случае таргетирование инфляции осуществляется с учетом ожидаемых изменений в выпуске. В зависимости от абсолютного значения коэффициента выделяют два режима политики денежных властей:

1) «адаптация» (,, < 1 ) – денежные власти реагируют изменением процентной ставки на отклонение таргетируемого показателя от целевого значения, но реакция недостаточна для достижения целевого значения; 2) «стабилизация» (,, > 1 ) – денежные власти изменяют процентную ставку при отклонении таргетируемого показателя от целевого значения на величину, достаточную для достижения целевого значения.

В числе основных работ, посвященных анализу неявных правил денежно-кредитной политики на основе подхода Клариды, Гали и Гертлера, следует назвать также исследования Chinn, Dooley (1997); Bernanke, Gertler (2000); Clarida, Gali, Gertler (2001); Clark, Laxton, Rose (2001); Rudebush (2001).

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru 2.3. Анализ механизмов трансмиссии денежнокредитной политики в российской экономике 2.3.1. Деньги и выпуск в экономике России Прежде чем приступить к анализу механизмов денежной трансмиссии в экономике России, мы провели анализ влияния денежного предложения и цен на динамику реального выпуска. Анализ проводился на основе построения импульсных функций отклика векторной авторегрессионной модели:

Yt = A(Li )Yt -i + Zt + t T Yt = (ln M lnY ln P), Zt = (X1...X ) n где lnM – показатель денежного предложения, lnY – реальный выпуск, lnP – уровень цен, X1 …Xn – экзогенные переменные.

В качестве показателя реального выпуска, также как и ранее, мы выбираем индекс промышленного производства (очищенный от сезонных и календарных эффектов). Мы будем рассматривать четыре показателя денежного предложения – наличные деньги М0 (M0), денежную базу (резервные деньги, H), денежную массу М1 (M1) и денежную массу М2 (M2). Аналогично методике, использованной при исследовании спроса на деньги, уровень цен рассчитан путем построения базового индекса цен на основе данных об индексе потребительских цен (уровень цен на конец января 1992 г.

принят равным единице). Вектор экзогенных переменных включает темпы прироста номинального курса рубля (DER) к доллару США, реальный эффективный обменный курс к доллару США (RER), и логические переменные, отвечающие за финансовый кризис в августе и сентябре 1998 г. (D898, D998). Данные о денежных агрегатах и номинальном курсе рубля взяты из материалов Банка России, индексе потребительских цен – Госкомстата РФ, реальном эффективном курсе рубля – МВФ (International Financial Statistics), индексе промышленного производства – ЦЭК при Правительстве РФ и ГУ–ВШЭ.

Оценка модели проводится на 4 временных интервалах, месячные данные: с января 1992 г. по декабрь 2001 г. (120 наблюдений), с января 1992 г.

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru по июль 1998 г. (79 наблюдений), с октября 1998 г. по декабрь 2001 г. (наблюдений) и с июня 1995 г. по декабрь 2001 г. (79 наблюдений). Последний временной интервал выбран для сопоставимости с периодом, на котором будет проведен анализ каналов денежной трансмиссии (определяется временным интервалом, для которого имеется ряд наблюдений резервных денег и которые мы будем использовать в качестве показателя денежного предложения).

Результаты тестов на единичный корень для рассматриваемых временных рядов на выбранных временных интервалах приведен в табл. 2.1. Мы руководствовались статистиками теста Филлипса-Перрона для временных интервалов 01.1992–12.2001 и 06.1995–12.2001, поскольку эти периоды включают момент структурного сдвига в августе–сентябре 1998 г., наблюдавшегося во всех временных рядах, и статистиками расширенного теста Дикки-Фуллера на двух других временных интервалах.

Таблица 2.1.

01.1992–12.2001 01.1992–07.1998 10.1998–12.2001 06.1995–12.lnY -1,425 -2,129 -3,134 -2,lnY -2,815 -2,298 -7,726 -2,lnM0 -3,105 -2,018 -3,055 -3,lnM0 -9,925 -4,167 -5,094 -10,lnH – -2,623 -2,355 -1,lnH – -4,789 -4,488 -8,lnM1 – -2,125 -2,329 -2,lnM1 – -4,453 -4,873 -10,lnM2 -2,648 -2,480 -2,042 -1,lnM2 -7,334 -5,748 -4,971 -8,lnP -2,080 -2,832 -5,365* -1,lnP -5,497 -3,781 – -6,DER -8,793 -3,886 -23,157 -7,DER – – – – lnRER -1,817 -2,550 -2,269 -1,lnRE -7,142 -4,529 -11,526 -6,R Примечания: Жирным шрифтом выделены статистики теста для временных рядов, для которых гипотеза о наличии единичного корня отвергается на 95% уровне.

* Стационарность относительно детерминированного линейного тренда.

Таким образом, большинство переменных на рассматриваемых временных интервалах являются интегрированными первого порядка, и в дальнейшем мы будем оценивать векторные авторегрессионные модели с Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru учетом коинтеграционных соотношений между эндогенными переменными. Исключение составляют темп прироста номинального обменного курса рубля к доллару США (на всех периодах) и логарифм цен (за период с октября 1998 г. по декабрь 2001 г.). Поскольку последний временной ряд является стационарным относительно детерминированного линейного тренда в модели векторной авторегрессии будет включен ряд отклонений от линейного тренда (остатков от регрессии логарифма цен на константу и линейный временной тренд).

Оценка за период 01.1992–12.2001. Результаты теста Йохансена свидетельствуют о существовании единственного коинтеграционного соотношения для трехмерного вектора рассматриваемых переменных как при использовании в качестве показателя денежного предложения денежной массы М0, так и денежной массы М2 (см. табл. 2.2).

Таблица 2.2.

ПредположиСобственные Likelihood Критическое Критическое тельное значения Ratio значение (5%) значение (1%) число КС lnY - lnM0 - lnP 0.198975 40.68101 29.68 35.65 0** 0.105073 15.38869 15.41 20.04 0.023690 2.733132 3.76 6.65 L.R тест показывает 1 коинтеграционное соотношение на 5% уровне значимости lnY - lnM2 - lnP 0.295684 50.80138 29.68 35.65 0** 0.095190 11.54218 15.41 20.04 0.003020 0.338749 3.76 6.65 L.R тест показывает 1 коинтеграционное соотношение на 5% уровне значимости *(**) обозначает отвержение гипотезы на 5% (1%) уровне значимости Для выбора количества лагов в модели векторной авторегрессии с коррекцией ошибок мы оценили варианты модели с количеством лагов от 1 до 12. Как видно из табл. 2.3, согласно информационному критерию Шварца для обоих показателей денежного предложения наилучшие статистические качества имеют модели с количеством лагов, равным четырем. Согласно двум другим статистическим критериям – Акаике и LogLikelihood Ratio – статистические качества моделей возрастают с увеличением количества лагов. Однако, поскольку с увеличением числа лагов у нас сильно сокращается число степеней свободы, при выборе конечной спецификации мы в данном случае больше полагаемся на критерий Шварца.

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru Таблица 2.3.

M0 MLR AIC BIC LR AIC BIC 1 793.4086 -15.96685 -15.24562 851.9839 -17.18716 -16.2 840.6744 -16.76405 -15.80242 895.3578 -17.90329 -16.3 908.5036 -17.98966 -16.78762 975.6828 -19.38922 -18.4 941.1343 -18.48196 -17.03952 1005.983 -19.83298 -18.5 952.4400 -18.53000 -16.84715 1018.886 -19.91430 -18.6 966.7404 -18.64043 -16.71716 1042.186 -20.21220 -18.7 983.7324 -18.80693 -16.64326 1064.916 -20.49825 -18.8 1003.784 -19.03716 -16.63309 1082.319 -20.67332 -18.9 1012.307 -19.02722 -16.38274 1090.900 -20.66459 -18.10 1025.122 -19.10671 -16.22182 1104.424 -20.75883 -17.11 1029.050 -19.00104 -15.87574 1110.960 -20.70750 -17.12 1077.522 -19.82337 -16.45766 1139.940 -21.12375 -17.Импульсные функции отклика изменения логарифма выпуска на шоки цен и денежного предложения (М0 и М2) для моделей векторной авторегрессии с коррекцией ошибок с учетом четырех лагов приведены на рис. 2.1.

Как видно из представленных графиков, значения функций откликов во всех случаях статистически незначимы, т.е. гипотеза о влиянии денег на объем выпуска на всем периоде отвергается на 95% уровне значимости.

Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Response of D(LNY) to D(LNM0) Response of D(LNY) to D(LNP) 0.002 0.0.001 0.0.000 0.-0.001 -0.-0.002 -0.-0.003 -0.2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Response of D(LNY) to D(LNM2) Response of D(LNY) to D(LNP) 0.002 0.0.001 0.0.000 0.-0.001 -0.-0.002 -0.-0.003 -0.2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 Рис. 2.Оценка за период 01.1992–07.1998. Результаты теста Йохансена свидетельствуют о существовании двух коинтеграционных соотношений для трехмерных векторов рассматриваемых переменных в случаях М0 и М2 и единственного коинтеграционного соотношения в случаях М1 и резервных денег (см. табл. 2.4).

Таблица 2.4.

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 5 | 6 |   ...   | 8 |



© 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.