WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 || 3 | 4 |

Согласно гипотезе о наличии коинтеграционного соотношения в средне­ и долгосрочной перспективе фактический прирост ВВП определяется уров­ нем 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 эконо­ мического роста.

См.: Engle R.F., Granger C.W.J. Co­Integration and Error Correction: Representation, Estimation, and Testing // Econometrica. 987. Vol.. No. P. — 7.

Мария КазаКоВа, Сергей СИНельНИКоВ-МуРылеВ Постоянные колебания уровня цен на нефть необязательно предполага­ ют 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, денежно­кредитная и бюд­ жетная политика и т. д. В этих отклонениях состоит краткосрочное влияние конъюнктуры рынка энергоносителей на темп роста ВВП.

В краткосрочном периоде переход к другому уровню (то есть 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 (иными словами, 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 ра­ бочей силы растет уровень ВВП, то есть наблюдается зависимость между уровнем ВВП и уровнем цен на нефть.

Проверка такой гипотезы о наличии взаимосвязи между уровнем нефтя­ ных цен и темпом роста ВВП не может осуществляться непосредствен­ но — вследствие разного порядка интегрированности рассматриваемых рядов (уровень нефтяных цен является рядом первого порядка интегриро­ ванности, 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:

, ( ) то есть динамика стационарных остатков коинтеграционного соотношения t, не объясненная переменной P_oil, объясняется переменной DP_oil.

Кроме того, оба рассмотренных выше механизма зависимости эконо­ мического роста от мировых цен на нефть (в долгосрочном и краткосроч­ ном периодах) при условии наличия коинтеграции между приростом ВВП и уровнем цен на нефть могут быть описаны в одной модели. Как было отмечено, в дополнение к механизму роста ВВП вследствие высокого уров­ ня 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 выпус­ ка 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 (ii) от прироста мировых цен на нефть. Последняя зависимость равно­ значна 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:

. ( ) 124 Конъюнктура мирового рынка энергоносителей и темпы экономического роста в России Модель, описываемая уравнением ( ), может быть оценена динамическим методом наименьших квадратов (DOLS), который имеет определенные пре­ имущества перед моделью коррекции ошибками, поскольку его реализация позволяет преодолеть недостатки обычного метода наименьших квадратов (МНК) 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:

) МНК­оценки коинтегрирующего вектора существенно отличаются от истинных значений коэффициентов, тогда как DOLS­оценки ближе к ис­ тинным значениям коэффициентов;

) оценка коэффициента при переменной DP_oil в уравнении ( ) может отличаться от оценки коэффициента при этой переменной в уравнении ( ), которое оценивается при помощи МНК;

) если оценка коэффициента при переменной DP_oil в уравнении ( ) статистически незначима (при этом для получения статистических выво­ дов о коэффициенте при DP_oil можно использовать t­статистику), это не приводит к совпадению оценок коэффициентов коинтегрирующего вектора в уравнениях, оцененных МНК и DOLS.

Таким образом, оценка коинтегрирующего вектора, являющегося единст­ венным с точностью до нормировки, при помощи МНК приводит к сме­ щению, которое может быть значительным при малых выборках и убывает при увеличении выборки, что связано с заметной коррелированностью P_oil и DP_oil при малых выборках и с убыванием степени их коррелированности в больших выборках. Следовательно, при малых выборках данных предпоч­ тительнее применять DOLS, даже при незначимости оценки коэффициента при DP_oil в уравнении ( ).

4. Анализ динамики структурной и конъюнктурной компонент экономического роста в РФ за период 1999—2007 годов Анализ стационарности используемых данных Временные ряды, используемые в эконометрической оценке влияния миро­ вых цен на энергоносители на экономический рост в России, включают:

• ВВП в реальном выражении (базовый индекс, приведенный в цены I квартала 999 года);

• инвестиции в основной капитал в реальном выражении (базовый индекс, приведенный в цены I квартала 999 года);

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

Все указанные выше ряды взяты за период с I квартала 999 года по I квартал 009 года (таким образом, размер выборки составляет наблюде­ ние). Рассмотрим эти ряды более подробно. В качестве зависимой перемен­ ной в коинтеграционном соотношении ( ), описанном ранее, используется Метод наименьших квадратов (DOLS) разработан в исследованиях: Philips P.C.B., Loretan M.

Estimating Long­Run Economic Equilibria // Review of Economic Studies. 99. Vol. 8. P. 07—. cowles.econ.yale.edu/P/cp/p07b/p078.pdf); Saikkonen P. Asymptotically Efficient Estimation of Cointegration Regressions // Econometric theory. 99. Vol. 7. P. —. journals.cambridge.org/ abstract_S0 0000 7, а также: Stock J.H., Watson M.W. A Simple Estimator of Cointegration Vectors in Higher Order Integrated Systems // Econometrica. 99. Vol.. P. 78 —8 0.

При подготовке данного раздела использованы материалы, предоставленные В.П. Носко.

Мария КазаКоВа, Сергей СИНельНИКоВ-МуРылеВ объем ВВП в реальном выражении (базовый индекс, приведенный в цены I квартала 999 года, — рис. ). Данный ряд был построен на базе реального объема ВВП, представленного в виде цепного индекса (в % к соответствую­ щему кварталу предыдущего года) по методологии Росстата.

На рис. представлен ряд реальных инвестиций в основной капитал (базовый индекс), приведенный в цены I квартала 999 года при помощи дефлирования по ИПЦ, а также ряд фактических инвестиций в номинальном выражении.

Источники: Росстат, расчеты авторов.

Рис. 1. Уровень ВВП в реальном и в номинальном выражении, I квартал 1999 — I квартал 2009 года Источники: Росстат, расчеты авторов.

Рис. 2. Уровень реальных и номинальных инвестиций в основной капитал, I квартал 1999 — I квартал 2009 года На рис. показан ряд, описывающий фактический уровень номинальной цены на нефть марки Brent.

Как можно видеть из рис., начиная с 008 года рассматриваемые времен­ ные ряды меняют свои свойства в связи как с интенсивным ростом мировых цен на нефть в I—II кварталах 008 года, так и с последующим падением этих цен на фоне мирового финансового кризиса во втором полугодии 008 года.

Соответственно в дальнейших расчетах в целях разложения темпов роста 126 Конъюнктура мирового рынка энергоносителей и темпы экономического роста в России Источник: МВФ (International Financial Statistics database. CD­ROM edition, June 009).

Рис. 3. Фактический уровень номинальной цены на нефть (долл./бар.), I квартал 1999 — I квартал 2009 года ВВП на структурную и конъюнктурную компоненты будет использоваться выборка данных, заканчивающаяся IV кварталом 007 года (таким образом, размер этой выборки составит наблюдений).

Проверка на стационарность всех временных рядов, используемых при оцен­ ке зависимости прироста ВВП от цен на нефть на исследуемом промежутке времени, проводилась при помощи ADF­ и KPSS­тестов. Результаты этой про­ верки говорят в пользу гипотезы о том, что уровень ВВП и уровень инвестиций в основной капитал в реальном выражении являются нестационарными ряда­ ми второго порядка интегрированности (I( )), а уровень номинальной цены на нефть марки Brent (долл./бар.) — нестационарным рядом первого порядка интегрированности (I( )). Кроме того, следует отметить, что реальный ВВП и реальные инвестиции имеют ярко выраженную сезонность (см. рис. и ), которая связана прежде всего с погодно­климатическими 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 времен­ ных рядов нами была построена модель для выделения структурной и конъ­ юнктурной 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 использова­ ли в первую очередь модель коррекции ошибками. Кроме того, в работе применялась процедура DOLS, позволяющая оценить взаимосвязь между экономическим ростом и нефтяными ценами и их приростом.

Исходным уравнением, отражающим зависимость экономического роста от нефтяных цен, стало коинтеграционное соотношение между приростом ВВП в реальном выражении (в ценах I квартала 999 года) и уровнем номи­ нальной цены на нефть марки Brent (долл./бар.). В результате оценки этого уравнения коинтеграция между зависимой и объясняющей переменными не была обнаружена. Подобный результат, по нашему мнению, связан с не­ См.: Бессонов В.А. Введение в анализ российской макроэкономической динамики переход­ ного периода. М.: ИЭПП, 00. С. 8 (данная публикация доступна также на сайте www.iet.ru).

Мария КазаКоВа, Сергей СИНельНИКоВ-МуРылеВ сопоставимостью переменных, представленных в реальном и номинальном выражении, а также с сезонностью в ряде реального ВВП.

Поэтому в дальнейшем нами был оценен ряд уравнений модели кор­ рекции ошибками, в которых в качестве зависимой переменной выступает сезонно сглаженный ВВП в реальном выражении, а в качестве объясняемых переменных — цена на нефть в реальном исчислении в ценах I квартала 999 года (в нескольких вариантах, полученных при помощи различных дефляторов, в числе которых ИПЦ РФ и США, номинальный эффективный обменный курс доллара США — NEER, реальный эффективный обменный курс рубля — REER и др.).

Помимо цен на нефть в коинтеграционное соотношение была добавлена переменная, отражающая динамику инвестиций. Как было показано выше, колебания совокупного спроса в краткосрочном периоде происходят не толь­ ко из­за изменения уровня цен на нефть. Согласно выдвинутой гипотезе воздействие цен на нефть на экономический рост в средне­ и долгосрочной перспективе вызывается расширением границы производственных возмож­ ностей, которое осуществляется за счет инвестиций, вызываемых транс­ фертом доходов в экономику при высоком уровне конъюнктуры мировых рынков энергоносителей. Поэтому в уравнение была добавлена переменная, характеризующая динамику инвестиций, очищенных от краткосрочных изме­ нений уровня цен на нефть (прирост инвестиций, который имеет место при среднемноголетней цене на нефть ). В этих целях мы оценили коинтегра­ ционное соотношение между приростом реальных инвестиций и уровнем реальной цены на нефть. На основе полученного уравнения было рассчитано теоретическое значение прироста инвестиций при среднемноголетней цене, которое может быть интерпретировано как прирост автономных инвестиций.

Соответствующий ряд, по результатам теста ADF, может считаться рядом нулевого порядка интегрированности (I(0)).

Следовательно, в целях разложения прироста ВВП на структурную и конъ­ юнктурную компоненты при помощи МНК нами оценивалось уравнение ( ), описывающее долгосрочную зависимость между приростом сезонно сглажен­ ного ВВП в реальном выражении (ряд I( )), ценой на нефть в реальном выра­ жении (дефлятор — реальный эффективный обменный курс рубля, REER) (ряд I( )) и приростом автономных инвестиций в основной капитал (ряд I(0)):

, ( ) где: — прирост автономных инвестиций в момент времени t, — уровень цены на нефть в реальном выражении (в ценах I квартала 999 года, дефлятор — REER) в момент времени t.

Как показано на рис. — и в табл., между двумя нестационарными рядами I( ), используемыми в уравнении ( ), имеет место коинтеграция.

Таким образом, уравнение ( ) представляет собой коинтеграционное соот­ ношение между приростом ВВП и уровнем цены на нефть с учетом прироста автономных инвестиций. Диаграммы рассеяния зависимой и объясняющих переменных в уравнении ( ) приведены на рис. и, которые иллюстриру­ ют наличие взаимосвязи между зависимой и независимыми переменными в этом уравнении.

При помощи метода Census X.

Среднемноголетнюю цену на нефть мы рассчитали путем применения метода скользящего среднего по точкам к фактической цене в реальном исчислении.

128 Конъюнктура мирового рынка энергоносителей и темпы экономического роста в России Источники: Росстат, МВФ (IFS database.

CD­ROM edition, June 009), расчеты ИЭПП.

Pages:     | 1 || 3 | 4 |



© 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.