WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

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

% (6) BL (4) CF (6) UPL (4) HLE (4) QT (4) ER (4) LR 397.1177 397.3355 397.0945 398.2436 397.3939 387.3716 396.AIC -10.62303 -10.50234 -10.62238 -10.52722 -10.50394 -10.51751 -10.BIC -9.985660 -10.06308 -10.08796 -9.985006 -10.06468 -10.07135 -10.Таким образом, все (три) используемые критерии указывают на то, что с наиболее низкой вероятностью отсутствуют три разных канала денежной трансмиссии: LR – канала непредвиденного роста уровня цен, AIC – процентного канала и BIC – канала денежных потоков. На наш взгляд, такой результат вполне согласуется с общими представлениями о характере взаимодействия реального и финансового секторов в экономике России. В частности, процентный канал мог действовать в период до августа 1998 г., когда рынок государственных ценных бумаг играл важную роль в перераспределении финансовых ресурсов между реальным, финансовым секторами экономики и государством. В то же время малое количество наблюдений (около 3 лет, 1995–1998 гг.) не позволяет получить статистические свидетельства о действии данного канала.

Возможность канала непредвиденного роста уровня цен объясняется наличием выявленной ранее реакцией выпуска на ценовые шоки, хотя мы не получили статистически значимы результаты для выпуска и шоков денежного предложения. Возможно, это вызвано использованием в качестве показателя денежного предложения резервных денег, связь которых с изменением уровня цен выражена слабее, чем для более широких денежных агрегатов (например, М2). Однако в России возможности денежных властей влиять на динамику широких денежных агрегатов несравнимо слабее, чем в случае денежной базы, и выбор широкого денежного агрегата в качестве показателя денежного предложения, на наш взгляд, менее обоснован.

Роль канала денежных потоков также нельзя отрицать на основе наблюдений в 1999–2001 гг., когда рост доходов предприятий-экспортеров привел к увеличению общего объема ликвидности в экономике, росту монетизации ВВП, снижению доли неденежных форм расчетов и неплатежей.

В конечном счете увеличение внутреннего платежеспособного (т.е. обеспеченного денежными, а не суррогатными формами платежа) спроса стало Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru одним из факторов быстрого роста выпуска в 2001 г., когда закончился период первичного импортозамещения, и произошло снижение мировых цен на нефть.

2.4. Выявление фактических целей денежно-кредитной политики, проводимой Банком России Для анализа фактических промежуточных целей денежно-кредитной политики, проводимой Банком России, мы будем применять методологию, предложенную Кларидой, Гали и Гертлером, модифицированную с учетом специфики российских данных.

Во-первых, в России затруднен выбор показателя процентной ставки, регулируемой Банком России, для достижения определенных целей в проводимой денежно-кредитной политике. Ставка рефинансирования ЦБ РФ играет скорее справочную роль и изменяется не регулярно. Доходность по рублевым государственным ценным бумагам, на которую Банк России оказывал влияние до августа 1998 г., поскольку являлся крупнейшим игроком на рынке ГКО-ОФЗ, может служить ориентиром только до кризиса. После восстановления рынка ГКО-ОФЗ в 1999 г. доходность по рублевым ценным бумагам представляется искусственно заниженной вследствие малых размеров рынка, роль Банка России на нем крайне мала. Поэтому в качестве показателя процентной ставки, на которую ЦБ РФ мог оказывать влияние для изменения ситуации на денежном рынке в желаемом направлении, мы выбрали ставку по однодневным рублевым межбанковским кредитам (MBK). Выбор срока – один день – обусловлен тем, что на кредиты на такой срок приходится от 75% до 95% всего оборота рублевого межбанковского рынка.

Банк России оказывает влияние на данную процентную ставку нескольким способами: 1) через регулирование объема свободных ликвидных средств внутри банковской системы путем операций на открытом рынке или интервенций на валютном рынке; 2) через изменение ставок по депозитам в ЦБ РФ, операциям РЕПО и внутридневным кредитам.

Во-вторых, в отличие от принятых гипотез о статистических свойствах временных рядов процентных ставок в США, Германии, Японии и других странах, для которых проводились подобные исследования, для временного ряда процентной ставки по МБК в России мы не можем отвергнуть гипотезу о нестационарности, т.е. временной ряд имеет единичный корень. Таким Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru образом, для эмпирической проверки неявных правил денежно-кредитной политики мы должны перейти к первым разностям процентной ставки по МБК и переформулировать уравнение как:

rt = (1- ) (t +n -t +n-1) + (1- ) ( yt - yt -1) + (1- )(zt - zt -1) + rt -1 + t В такой формулировке мы теряем свободный член в уравнении и не можем оценить неявный целевой уровень инфляции *.

Максимальный интервал наблюдений, для которого доступны наблюдения процентной ставки по МБК, охватывает период с мая 1994 г. по декабрь 2001 г. (92 наблюдения). Для выявления возможных различий в неявных целях денежно-кредитной политики до и после кризиса 1998 г. мы будем также рассматривать два подпериода: май 1994 г. – июль 1998 г. (наблюдение) и январь 1999 г. – декабрь 2001 г. (36 наблюдений).

В качестве показателя инфляции мы будем использовать темпы прироста индекса потребительских цен, рассчитываемые Госкомстатом РФ (CPI). На наш взгляд, объем реального выпуска в экономике России может быть адекватно аппроксимирован с помощью индекса промышленного производства, сезонно сглаженного, рассчитываемого ЦЭК при Правительстве РФ и ГУ–ВШЭ. Мы будем рассматривать логарифм данного показателя (Y).

В качестве альтернативных целевых переменных мы будем рассматривать:

1) темпы изменения номинального курса рубля к доллару США (рублей за доллар, DER);

2) логарифм реального эффективного курса рубля к доллару США (данные International Financial Statistics, МВФ, рост данного показателя означает реальное удорожание рубля по отношению к доллару США, RER);

3) темп прироста индекса потребительских цен с лагом в один месяц;

4) логарифм денежной массы М0 (М0, ЦБ РФ);

5) логарифм денежной массы М1 (М1, ЦБ РФ);

6) логарифм денежной массы М2 (М2, ЦБ РФ);

7) логарифм узкой денежной базы (MB, ЦБ РФ);

8) логарифм резервных денег (H, ЦБ РФ);

9) логарифм золотовалютных резервов ЦБ РФ (ZVR, ЦБ РФ);

10) отношение золотовалютных резервов к резервным деньгам (RH).

Результаты расширенного теста Дикки-Фуллера либо теста ФиллипсаПеррона, в зависимости от наличия очевидного сдвига в динамике временного ряда, для рассматриваемых переменных на трех указанных периодах приведены в табл. 2.13.

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru Таблица 2.13.

05.1994–12.2001 05.1994–07.1998 01.1999–12.MBK -3,035 -2,817 -2,MBK -6,448 -7,020 -6,CPI -3,154 -2,862 -9,CPI -7,931 -4,453 – Y -1,242 -3,555 -1,Y -3,340 – -6,DER -4,105 -3,831 -6,DER – – – RER -1,811 -2,524 -2,RER -4,287 -4,232 -4,M0 -2,396 -2,886 -3,M0 -5,161 -3,665 -5,M1 -1,750 -2,125 -2,M1 -5,452 -4,920 -5,M2 -2,719 -4,914 -1,M2 -3,838 – -5,MB -2,277 -3,843 -2,MB -4,709 – -4,H -1,586 -2,623 -1,H -4,067 -4,789 -3,ZVR -2,173 -4,465 -2,ZVR -3,743 – -3,RH -2,129 -2,518 -2,RH -4,152 -4,346 -3,Примечание: Жирным шрифтом выделены статистики теста для временных рядов, для которых гипотеза о наличии единичного корня отвергается на 95% уровне.

Оценки уравнений для альтернативных целевых переменных, полученные с помощью обобщенного метода моментов, показаны в табл. 2.14. В качестве инструментальных переменных мы использовали: константу, первые шесть лагов приращений индекса промышленного производства, темпов прироста ИПЦ, темпов прироста курса рубля к доллару США, а также соответствующей целевой переменной. Таким образом, количество инструментальных переменных составляет 19 или 25. Горизонт целевых значений инфляции выбран равным 4 месяцев на основе сравнения статистических качеств (по информационным критериям) общих (без дополнительных возможных целевых переменных) моделей с разными вариантами инфляционного горизонта (от 1 до 6 месяцев).

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru Таблица 2.14.

Z J-статистика Оценки за период 05.1994–12.2001.

0,299 3,807 -2,– – 6,(8,04) (2,60) (-2,53) -0,515 1,669 -0,148 -5,DER 9,(-7,84) (1,49) (-0,06) (-8,92) -0,480 0,185 -1,883 0,RER 11,(-22,68) (0,69) (-4,36) (5,95) CPIt- 0,299 3,781 -2,363 -0,6, (4,91) (2,24) (-2,45) (-0,001) 0,203 -1,229 -0,739 0,M0 10,(6,77) (-1,29) (-1,02) (2,05) 0,019 -2,312 -5,74 0,M1 11,(0,71) (-2,97) (-10,78) (3,74) 0,227 -0,971 -1,526 0,M2 13,(7,82) (-1,19) (-2,32) (3,25) 0,246 -1,076 -0,873 0,MB 11,(8,45) (-1,09) (-1,09) (1,97) -0,043 -1,919 -8,199 1,H 13,(-2,16) (-2,79) (-10,84) (6,56) -0,710 0,164 -2,642 1,ZVR 11,(-17,66) (0,73) (-10,76) (6,24) -0,404 -0,106 -2,937 2,RH 13,(-12,42) (-0,25) (-6,24) (17,96) Оценки за период 05.1994–07.1998.

0,340 0,844 -0,– – 9,(10,89) (1,48) (-0,30) -0,832 0,162 -1,963 -1,DER 8,(-14,07) (0,31) (-2,46) (-3,36) -0,280 -0,225 -0,589 -0,RER 13,(-18,44) (-0,89) (-0,94) (-0,046) CPIt- -0,212 0,513 1,522 -1,12, (-4,76) (1,22) (1,65) (-1,81) -0,394 -0,285 -1,071 -0,M0 13,(-18,90) (-1,65) (-2,14) (-1,72) 0,101 0,415 -3,015 1,M1 8,(5,19) (18,76) (-9,13) (19,59) -0,437 -0,120 -0,703 -0,M2 13,(-24,81) (-0,97) (-1,16) (-1,72) 0,115 0,265 -1,381 0,MB 9,(4,71) (1,13) (-2,19) (4,51) -0,065 0,678 -1,143 0,H 12,(-2,79) (6,04) (-8,42) (1,26) Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru Таблица 2.14 продолжение Z J-статистика 0,662 12,637 4,617 0,ZVR 13,(11,59) (3,50) (1,50) (2,71) -0,643 -0,122 -0,055 1,RH 11,(-44,65) (-3,52) (-0,30) (19,78) Оценки за период 01.1999–12.2001.

0,042 2,196 -1,– – 8,(0,33) (2,92) (-1,76) 0,273 0,260 -1,320 0,DER 7,(7,26) (3,27) (-12,17) (2,18) 0,297 0,302 -2,968 -0,RER 7,(3,87) (2,10) (-7,63) (-5,01) CPIt- -0,603 2,417 -2,411 0,12, (-14,30) (8,97) (-31,58) (13,15) -0,469 0,075 -1,647 0,M0 13,(-22,90) (4,55) (-35,44) (2,58) -0,309 0,560 -2,151 0,M1 13,(-10,16) (4,63) (-43,19) (9,074) -0,229 0,867 -2,692 0,M2 13,(-5,04) (4,81) (-37,73) (10,76) -0,796 -0,356 -2,447 0,MB 13,(-27,29) (-13,66) (-47,81) (11,10) 0,630 -0,601 9,436 -0,H 14,(11,20) (-1,14) (3,74) (-11,24) -0,418 0,261 -1,482 -0,ZVR 13,(-24,19) (7,75) (-29,03) (-1,04) -0,410 0,528 -1,644 0,RH 13,(-29,45) (12,55) (-32,77) (32,71) Примечание: Жирным шрифтом выделены значения J-статистики для уравнений, для которых гипотеза о выполнении ограничений не отвергается на 5% уровне значимости.

Как видно из приведенных результатов, для большинства уравнений накладываемые ограничения не выполняются, и, следовательно, оценки таких уравнений являются ложными. Гипотеза о выполнении ограничений не отвергается лишь в 6 из 33 случаев. Тем не менее, принимая во внимание малое количество наблюдений (максимум – 81 наблюдение на всем периоде), необходимо оговориться, что полученные оценки коэффициентов хотя и являются несмещенными, но могут быть несостоятельными, либо неэффективными.

При оценке на всем периоде (05.1994–12.2001) гипотеза о выполнении ограничений не отвергается только для общего уравнения (без дополниЭта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru тельных целевых переменных) и для уравнения, где в качестве целевой переменной выбрано значение прироста ИПЦ в предыдущем месяце. Однако в последнем случае оценка коэффициента при дополнительной целевой переменной является статистически не значимой. Оценка общей модели свидетельствует о достаточно низкой инерционности процентной ставки по МБК – значение коэффициента составляет около 0,3 (оценки для развитых стран – 0,90–0,9585), что может объясняться большей волатильностью российского рынка МБК (вследствие резких колебания инфляции, кризисов августа 1995 г. и августа 1998 г. и малого объема рынка).

Другим важным результатом является отрицательный знак коэффициента при переменной объема выпуска. Другими словами, денежные власти реагировали на колебания выпуска, изменяя процентную ставку в направлении, противоположном направлению стабилизации выпуска. При этом абсолютное значение оценки коэффициента (около 2,5 т. е. >1) свидетельствует, что ЦБ РФ «достигал» своей цели, усиливая колебания выпуска. На наш взгляд, такой результат объясняется слабой взаимосвязью процессов в финансовом и реальных секторах экономики России и сложностью процессов, протекающих в реальном секторе. В частности, в условиях трансформационного спада среднее значение объема выпуска за период наблюдений, неявно принимаемое при оценке уравнения за «естественный уровень производства», таковым не является, и отклонения выпуска от него зачастую не являются шоками, с которыми денежные власти должны бороться. Более того, истинной целью денежных властей могут являться любые положительные отклонения от такого среднего уровня. Однако оценка уравнения целей денежно-кредитной политики с переключением режима между положительными и отрицательными отклонениями выпуска от среднего уровня за период наблюдений технически затруднена.

Высокое абсолютное значение оценки коэффициента при переменой инфляции (больше единицы86), означающее политику стабилизации, т.е.

успешного противодействия ценовым шокам, определяется тем, что за рассматриваемый период действительно проходила финансовая стабилизация, и темпы инфляции снизились с 10–15% до 1–2% в месяц. Однако такой результат, хотя и отражает антиинфляционную политику денежных властей, не может интерпретироваться как свидетельство таргетирования инфляции, Clarida, Gali, Gertler, 1997.

Оценки соответствующего коэффициента при будущих темпах инфляции превышают единицу и для большинства случаев в развитых странах.

Эта и другие работы в свободном доступе на страницах www.iet.ru поскольку, как уже говорилось, введение в уравнение инфляции как дополнительной целевой переменной не подтверждает гипотезы о статистической значимости данной переменной.

На первом подпериоде (1994–1998 гг.) гипотеза о выполнении накладываемых ограничений не отрицается только для случаев таргетирования денежных агрегатов: М1 и узкой денежной базы (наличные деньги + обязательные резервы). В обоих случаях, оценка коэффициента близка к 0,1, т.е. инерционность ставки на данном периоде была наименьшей, что подтверждает наше предположение о причинах низкой инерционности ставки на всем периоде (именно на данном подпериоде наблюдались максимальные темпы инфляции и кризисных явлений на рынке МБК).

Pages:     | 1 |   ...   | 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.