WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     || 2 | 3 |
Эконометрический анализ внешних факторов, оказывающих влияние на проведение валютной и денежно-кредитной политики в РФ Графический и качественный анализ, проведенный в предыдущем разделе, позволил сформулировать некоторые гипотезы о взаимосвязи основных макроэкономических переменных, касающихся внешних факторов денежно-кредитной политики. Часть этих гипотез будет описана более подробно и проверена эконометрически в данном разделе.

Зависимость между экспортом и мировыми ценами на нефть. Специфической особенностью российского экспорта является медленное изменение его физических объемов, состоящих, главным образом, из минерального сырья, металлов и изделий из них. Соответственно, основными факторами, влияющими на стоимость экспорта, являются мировые цены на экспортируемые ресурсы. Наиболее серьезным источником колебаний экспорта являются цены на нефть, обладающие большей волатильностью, чем цены на газ или на черные и цветные металлы. Как показали предварительные оценки, только цены на нефть оказывают статистически значимое влияние на стоимость экспорта (оценки в приростах).

Как показывают результаты теста на единичный корень, временные ряды экспорта из РФ и мировых цен на нефть (ежемесячные данные) являются нестационарными в уровнях и стационарными в первых разностях.

Для того чтобы проверить наличие долгосрочной зависимости, выполним тест на коинтеграцию между рядом месячного объема экспорта (млрд долл.) и среднемесячными ценами на нефть сорта UK Brent (долл. за баррель). Результаты теста приведены в табл. 1.

Результаты теста указывают на существование одного коинтеграционного соотношения между экспортом и мировыми ценами на нефть, которое имеет следующий вид:

CEtOil-Ex = Ext – 0,191.PtOil (1) где Ext – экспорт из РФ за месяц t, млрд долл.;

PtOil – мировые цены на нефть сорта UK Brent, среднемесячные цены за месяц t, долл. за баррель.

44 Таблица 1 Проверка наличия коинтеграционного соотношения между экспортом и мировыми ценами на нефть в 1999 г. – первой половине 2002 г.

Период оценок 1999/03 – 2002/Количество наблюдений Проверка наличия коинтеграционных соотношений Гипотеза:

количество коинтеграцион- Собств. знач. Статистика 5% крит. знач.

ных соотношений При помощи traceстатистики Нет*) 0,422 30,222 19,Не более 0,188 8,314 9,На основе максимального собственного значения Нет *) 0,422 21,907 15,Не более 0,188 8,314 9,*) – гипотеза отвергается Коэффициенты коинтеграционного соотношения Экспорт Цены на нефть Константа -1,691 0,323 6,-0,347 0,250 -3,Коэффициенты корректировки (Экспорт) (Цены на нефть) 0,572 0,0,042 -0,Экспорт Цены на нефть Константа Нормализованные коэффициенты 1,000 -0,191 -3,Стандартные ошибки 0,022 0,(Экспорт) (Цены на нефть) Нормализованные коэффициенты корректировки -0,968 -1,Стандартные ошибки 0,188 0,Полученные результаты означают, что в рамках долгосрочной зависимости рост цен на нефть на $1 за баррель в среднем приводит к увеличению экспорта в долгосрочном периоде примерно на 190 млн долл. Соот ветственно для приростов можно оценить модель коррекции ошибок, результаты оценки которой приведены в табл. 2.

Таблица Результаты оценок модели коррекции ошибок для зависимости между экспортом и мировыми ценами на нефть в 1999 – первой половине 2002 г.

Объясняемая переменная Прирост экспорта Спецификация уравнения Линейная Период оценок 1999/01 – 2002/Количество наблюдений Коэффициент P-value t-стат.

Константа -2,438 0,Прирост мировых цен на нефть 0,228 0,Коинтеграционное соотношение 0,707 0,Adj. R2 0,Значимость F-статистики 0,Результаты оценки модели коррекции ошибок указывают на наличие связи между экспортом и мировыми ценами на нефть – прирост мировых цен оказывает статистически значимое положительное влияние на прирост экспорта, при этом коинтеграционное соотношение оказывается значимым.

Зависимость между импортом и реальным обменным курсом рубля. В отличие от экспорта, импорт в РФ включает товары с большей долей добавленной стоимости, в том числе потребительские товары, машины и инструменты, используемые в производстве. Влияние укрепления реального обменного курса на объем импорта можно разделить на две составляющие: эффект замещения, связанный с изменением относительной стоимости отечественных и импортных товаров, и эффект дохода, связанный с тем, что при укреплении реального обменного курса потребителю и фирмам становится доступен больший физический объем товаров в рамках того же бюджетного ограничения. Ситуация может усложняться тем, что увеличение доходов населения и предприятий в условиях экономического роста может приводить к повышению спроса на все товары, в том числе и на импортные, вызывая увеличение импорта. В рамках данной работы мы не будем разделять эффект дохода и эффект замещения, связанные с укреплением реального обменного курса4, а будем отдельно рассматривать только общее влияние реального обменного курса и увеличения спроса при увеличении выпуска на стоимостной объем импорта.

Как показывают результаты теста на единичный корень, для рядов импорта (млрд долл., ежемесячные данные) и индекса реального обменного курса не отвергаются гипотезы о нестационарности. Соответственно, аналогично взаимосвязи между мировыми ценами на нефть и экспортом, проверим наличие коинтеграционного соотношения между импортом и индексом реального обменного курса рубля (увеличение индекса соответствует укреплению реального курса).

Результаты проверки наличия коинтеграционного соотношения приведены в табл. 3.

Таблица Проверка наличия коинтеграционного соотношения между импортом и реальным обменным курсом рубля в 1999 – первой половине 2002 г.

Период оценок 1999/03 – 2002/Количество наблюдений Проверка наличия коинтеграционных соотношений Гипотеза:

количество коинтеграционных Собств. знач. Статистика 5% крит. знач.

соотношений При помощи trace-статистики Нет *) 0,452 29,813 19,Не более 0,133 5,731 9,На основе максимального собственного значения Нет *) 0,452 24,081 15,Не более 0,133 5,731 9,*) – гипотеза отвергается Коэффициенты коинтеграционного соотношения Импорт Реальный курс Константа 3,243 -16,570 7,0,236 -1,162 -0,Коэффициенты корректировки (Импорт) (Реальный курс) -0,361 0, Более подробно см.: Дынникова (2001).

-0,055 -0,Импорт Реальный курс Константа Нормализованные коэффициенты 1,000 -5,110 2,Стандартные ошибки 0,543 0,(Импорт) (Реальный курс) Нормализованные коэффициенты корректировки -1,171 0,Стандартные ошибки 0,227 0,Как следует из результатов теста, имеет место одно коинтеграционное соотношение, которое имеет следующий вид:

CEtRER-Ex = Imt – 5,110.RERt (2) где Imt – импорт в РФ за месяц t, млрд долл.;

RERt – индекс реального обменного курса рубля, увеличение которого соответствует укреплению реального обменного курса. Равен 1 в январе 1999 г.

Численное значение коэффициента при индексе реального обменного курса означает, что в долгосрочном периоде укрепление реального обменного курса в два раза по сравнению с началом 1999 г. приводит к увеличению импорта более чем на 5 млрд долл.

Как упоминалось выше, на объем импорта могут также оказывать влияние доходы потребителей (денежные доходы населения) и предприятий (прибыль). Результаты оценок показали, что эти показатели сильно коррелируют друг с другом, поэтому в модели коррекции ошибок был использован индекс промышленного производства, в целом отражающий динамику доходов населения и предприятий. Результаты оценки соответствующей модели коррекции ошибок, включающей в качестве объясняющих переменных для прироста импорта прирост реального обменного курса и прирост индекса промышленного производства, приведены в табл. 4.

Таблица Результаты оценок модели коррекции ошибок для зависимости между импортом и реальным обменным курсом рубля в 1999 – первой половине 2002 г.

Объясняемая переменная Прирост импорта Спецификация уравнения Линейная Период оценок 1999/01 – 2002/Количество наблюдений Коэффициент P-value t-стат.

Константа 1,590 0,Прирост реального обменного курса руб5,849 0,ля Прирост индекса промышленного произ0,087 0,водства Коинтеграционное соотношение 0,731 0,Adj. R2 0,Значимость F-статистики 0,Как видно из результатов оценки, прирост реального обменного курса и прирост индекса промышленного производства оказывают положительное влияние на прирост импорта (гипотезы о равенстве коэффициентов нулю отвергаются на 10% уровне значимости). При этом, как и для зависимости между экспортом и мировыми ценами на нефть, (краткосрочный) коэффициент при приросте реального курса в модели коррекции ошибок для прироста импорта выше, чем коэффициент в коинтеграционном (долгосрочном) соотношении. При приросте индекса промышленного производства на единицу (январь 1993 г. = 100) прирост импорта составляет около 87 млн долл.

Оценка уравнения для денежной базы. Как было отмечено в предыдущей части работы, основными факторами, определявшими динамику денежной базы на протяжении рассматриваемого периода, были изменения золотовалютных резервов, накопление которых через интервенции на валютном рынке приводило к увеличению денежного предложения и остатков на счетах органов государственного управления в Федеральном казначействе, увеличение которых означает изъятие этих средств из денежной базы. В дополнение к этому возможно изменение денежной базы за счет операций на открытом рынке (изменения ценных бумаг в активах Центрального банка РФ).

Также на денежную базу могут оказывать влияние расходы на обслуживание и погашение государственного долга. В случае, если профицит бюджета, накапливаемый на счетах в Федеральном казначействе, используется на обслуживание внешнего долга, то эти средства идут на покупку валюты на валютном рынке с увеличением денежного предложения. Так как доступная статистическая информация не позволяет разделить расходы на обслуживание внешнего и внутреннего долга, то в качестве объясняющей переменной мы будем использовать суммарные расходы федерального бюджета на обслуживание государственного долга. С учетом того, что расходы на обслуживание внешнего долга на протяжении рассматриваемого периода в несколько раз превышали расходы на обслуживание внутреннего долга, ежемесячные данные по расходам на суммарное обслуживание являются удовлетворительным приближением расходов на обслуживание внешнего долга. Аналогичным образом на динамику денежной базы может оказывать влияние погашение внешнего долга, однако предварительные оценки показали, что соответствующий показатель оказывается незначимым.

Кроме того, на прирост денежной базы может оказывать влияние изменение спроса со стороны населения на валюту. Увеличение спроса на иностранную валюту может сопровождаться снижением спроса на национальную валюту, и в случае, если Центральный банк следит за изменениями спроса, это может сопровождаться снижением денежной базы. Количественно оценить изменение сбережений населения в валюте достаточно сложно. Косвенной оценкой может быть изменение депозитов населения в валюте, статистика по которым публикуется ежемесячно. Одновременно с этим депозиты населения в иностранной валюте могут использоваться для формирования коммерческими банками предложения валюты на валютном рынке. В этом случае продажа данной валюты Центральному банку или уполномоченным органам Правительства РФ может вызвать увеличение денежной базы.

Соответственно, оцениваемое уравнение имеет вид:

MBt=a0+a1.Rt+a2.Acct+a3.EServt+a4.Dept+a5.FAt+t (3) где MBt – изменение денежной базы за период t, в ценах начала 1999 г.;

Rt – изменение золотовалютных резервов ЦБ РФ за период t, в рублях в ценах начала 1999 г.;

Acct – изменение остатков на счетах органов государственного управления в Федеральном казначействе, в ценах начала 1999 г.;

EServt – расходы федерального бюджета на обслуживание государственного долга, в ценах начала 1999 г.;

Dept – изменение депозитов в иностранной валюту, в рублях в ценах 1999 г.;

FAt – изменение объема ценных бумаг в активах ЦБ ПФ, в ценах начала 1999 г.;

t – случайная ошибка регрессии;

a0, a1, a2, a3, a4, a5 – коэффициенты уравнения регрессии (cогласно сформулированным выше гипотезам коэффициенты a1, a3 и a5 должны быть положительными, коэффициент a2 – отрицательным, знак коэффициента a4 неопределен).

Результаты оценки уравнения (16) приведены в табл. 5.

Таблица Результаты оценок модели для прироста денежной базы в 1999 – первой половине 2002 г.

Объясняемая переменная Прирост денежной базы в ценах начала 1999 г.

Спецификация уравнения Линейная Период оценок 1999/01 – 2002/Количество наблюдений Коэффициент P-value t-стат.

Константа -2,066 0,Прирост золотовалютных резервов ЦБ РФ в рублях по курсу на конец месяца 0,284 0,в ценах начала 1999 г.

Прирост остатков на счетах Министерства финансов РФ -0,234 0,в рублях в ценах начала 1999 г.

Расходы федерального бюджета на обслуживание государственного долга 0,362 0,в рублях в ценах начала 1999 г.

Прирост валютных депозитов населения в рублях 3,008 0,по курсу на конец месяца в ценах начала 1999 г.

Прирост ценных бумаг в активах ЦБ РФ 0,000 0,в рублях в ценах начала 1999 г.

Adj. R2 0,Значимость F-статистики 0, Результаты оценок показывают, что прирост резервов на 1 млрд руб.

по среднемесячному курсу приводит к приросту денежной базы примерно на 0,28 млрд руб. Это означает, что Центральному банку удавалось стерилизовать более 70% интервенций (увеличения денежной базы при покупке валюты на валютном рынке).

Значимая отрицательная зависимость прироста денежной базы от изменения остатков на счетах Министерства финансов РФ в Федеральном казначействе указывает на использование накопления профицита для координированной или некоординированной стерилизации увеличения денежной базы при покупке валюты ЦБ. Кроме того, значение коэффициента корреляции между приростом остатков на счетах Минфина РФ и приростом золотовалютных резервов ЦБ РФ в рублях в сопоставимых ценах, составляющее около 0,35, указывает на некоторую координацию между покупкой резервов и накоплением остатков на счетах, то есть ограничением государственных расходов в периоды активных интервенций.

Также оказываются значимыми с положительным знаком расходы на обслуживание государственного долга и изменение депозитов населения в валюте. Прирост объема ценных бумаг в активах ЦБ РФ оказывается незначимым. Это означает, что операции на открытом рынке слабо использовались или не использовались для стерилизации интервенций ЦБ на валютном рынке. Полученный результат согласуется с гипотезами, выдвинутыми выше в работе.

Оценка зависимости между номинальным обменным курсом и золотовалютными резервами ЦБ РФ.

Pages:     || 2 | 3 |



© 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.