WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 12 |

Первой работой, где было предложено использовать панели данных для повышения мощности тестов, была статья Hakkio (1984). Автор использовал обобщённый метод наименьших квадратов для устранения корреляции между реальными обменными курсами четырёх стран в панели. Несмотря на увеличение мощности тестов, автор не смог отвергнуть гипотезу о случайном блуждании. Авторы статьи Abuaf Jorion (1990) использовали тот же подход для реальных обменных курсов по отношению к доллару для десяти стран за период с 1973 по 1987 годы. Но даже столь значительно увеличение объёма выборки позволило отвергнуть нулевую гипотезу лишь на 10-процентном уровне значимости.

В работе Cumby (1993), где были использованы данные по индексу BigMac за лет (1987-1993) по результатам тестов нулевая гипотеза о случайном блуждании отвергалась, и время полувозврата оказалось меньше года. Это можно объяснить с Общая формула выглядит так: tDF = T (1- )2 /(1- ) одной стороны тем, что существенная часть стран из выборки использовала режим фиксированного обменного курса. В то же время в других странах, таких как Аргентина, Бразилия, Россия, Таиланд и др., имела место высокая инфляция, в борьбе с которой эти страны привязывали свою валюту к доллару. Кроме того, внутренняя политика компании МакДональдс также могла способствовать более быстрому выравниванию цен на гамбургеры по сравнению с индексами потребительских цен.

Второй подход к решению проблемы недостаточной мощности используемых тестов на стационарность заключается в использовании длинных временных рядов, включающих периоды как плавающего, так и фиксированного обменного курса.

Проблема при таком подходе состоит в том, что два режима принципиально отличаются. При фиксированном обменном курсе отклонения от паритета должны компенсироваться изменением цен. В режиме плавающего обменного курса подстраиваться могут как цены, так и обменный курс.

Например, в работе Frankel (1986), используя годовые данные для США и Великобритании за период с 1869 по 1984 годы, автор отвергает гипотезу о случайном блуждании и получает значение всего 0.86, что соответствует периоду полувозврата всего в 4.6 года. В других аналогичных работах для фунта стерлингов Edison (1987) и канадского доллара Johnson (1990) получаются значения 7.3 и 3.1 года соответственно.

Совмещение обоих подходов в работах Abuaf Jorion (1990), Glen (1992) и других дают результаты в интервале 3-5 лет.

Оба подхода имеют значительные недостатки. В первом случае, как уже отмечалось, невозможно оценить межстрановые различия в скорости сходимости, которые имеются в действительности. Во втором случае, не удаётся проследить очевидное различие в скорости сходимости для режимов фиксированного и плавающего обменного курса. При этом основным результатом второй стадии тестирования гипотез PPP является утверждение о выполнении относительного паритета покупательной способности в долгосрочной перспективе для некоторых стран, и оценка времени полувозврата в широком диапазоне от 3 до 7 лет.

3.4. Тесты на коинтеграцию цен и обменных курсов Невысокая мощность тестов на стационарность и недостаточно точная оценка времени полувозврата заставили исследователей искать новые методы проверки теории паритета покупательной способности.

С развитием тестов на коинтеграцию, предложенных в работе Engle, Granger (1987) и предназначенных для тестирования долгосрочных равновесий началась третья стадия тестирования теории РРР. Нулевая гипотеза тестов третьей стадии предполагает, что никакая линейная комбинация st - µpt + µ * pt * (3.4) не является стационарной. Альтернативная гипотеза допускает, что существует хотя бы одна стационарная линейная комбинация (3.4).

Теоретическое обоснование альтернативной гипотезы, то есть существованию стационарной линейной комбинации (3.4), в которой µ и µ * отличны от единицы, даёт двухсекторая модель (см. работу Taylor (1988) и уравнения (1.5-1.8)). В литературе симметричный подход, когда ищется стационарная комбинация с µ = µ* 1, называется «двумерным», а поиск в виде µ µ * называется «трёхмерным». Дело в том, что при «трёхмерном» подходе возможно существование не одной, а двух стационарных линейных комбинаций, что тоже обычно относят к альтернативной гипотезе.

Первые тесты на коинтеграцию были трёхшаговыми. Сначала используемые переменные: цены и обменный курс – тестировались на стационарность. Если цены стационарны, а курс – нет (или наоборот), то коинтеграции между ними быть не может.

Если все переменные описываются процессами типа I(1), то оценивалось уравнение st = µpt + µ * pt * + ' (3.5) t по методу наименьших квадратов. Остаток ' проверялся на стационарность при t помощи стандартного теста ADF (в котором не использовался тренд) и специальной таблицы критических значений, полученной в работе Davidson, MacKinnon (1993). Если остаток был стационарным, то утверждалось, что линейная комбинация (3.4) также стационарна, а ряды – коинтегрированы.

Применению коинтеграционных методов для эмпирического исследования связи между ценами и номинальным обменным курсом посвящено огромное количество работ.35 Среди основных особенностей, стоит отметить тот факт, что тесты третьей стадии отвергают основную гипотезу значительно чаще, чем тесты второй стадии. При этом имеются следующие закономерности:

Например, работы Corbae, Ouliaris (1988), Enders (1988), Kim (1990), Mark (1990), Fisher, Park (1991), Cheung, Lai (1993) и многие другие, обзоры см. в Giovannetti (1992) и Breuer (1994).

• Как и в тестах второй стадии, для стран с плавающим обменным курсом нулевая гипотеза отвергается реже, чем для стран с фиксированным обменным курсом.

• При использовании данных по розничным ценам нулевая гипотеза отвергается реже, чем при использовании данных по оптовым ценам. Это объясняется тем, что розничные цены складываются из оптовых цен и стоимости услуг по доставке товара до конечного потребителя, которые являются неторгуемыми.

• При «трёхмерном» подходе нулевая гипотеза отвергается чаще, чем при «двухмерном». Снятие ограничений на коэффициенты, таким образом, повышает вероятность отвержения нулевой гипотезы.

Однако, несмотря на новые результаты проверок теории PPP при помощи тестов третьей стадии по сравнению с тестами второй стадии, коинтеграционные соотношения обладают одним существенным недостатком. В большинстве работ коэффициенты µ и µ * сильно отличаются от единицы. Например, Cheung, Lai (1993) получают значения в интервале от 1.03 до 25.4 при использовании индексов розничных цен, и от 0.3 до 11.при использовании индексов оптовых цен. Причины таких результатов рассматриваются во многих работах. Например, Bryant, Cecchetti (1993) оценивают отклонения µ и µ * вследствие ошибок измерения индексов в 20% процентов, а вследствие монетарных факторов и роста производительности в секторе торгуемых товарах по сравнению с неторгуемыми – в 30% (оценка сверху). В целом, с теоретической точки зрения не удаётся объяснить коэффициенты µ и µ * большие двух, наиболее правдоподобным выглядит обоснование, предложенное в работе Banerjee (1986). Автор объясняет получение таких оценок смещением, вызванным недостаточной длиной рядов. Автор показывает, что если R2 < 0.95, то вероятнее всего результаты подвержены этому смещению. Необходимо отметить, что коэффициент детерминации для исследований по странам с плавающим обменным курсом почти всегда оказывается довольно низким.

Таким образом, применение коинтеграционных методов анализа временных рядов позволяет отвергнуть нулевую гипотезу о случайном блуждании для большинства стран мира. Это свидетельствует о выполнении относительного паритета покупательной способности в долгосрочной перспективе. Однако, третья стадия тестов не даёт практически никаких новых количественных результатов, связанных со скоростью сходимости. Оценки времени полувозврата остаются довольно высокими и недостаточно точными, составляя от 3 до 6 лет для различных стран.

3.5. Панельные методы анализа В последнее десятилетие получили значительное развитие панельные методы анализа временных рядов. Основная идея этих методов заключается в объединении реальных обменных курсов различных стран в панель, и в дополнении стандартных тестов на стационарность возможностью получить различные количественные зависимости для различных стран. Основное отличие от одновременного оценивания системы уравнений и последующего проведения тестов второй стадии заключается в том, что панельные методы анализа допускают корреляцию между одновременными остатками разных временных рядов, и различную скорость сходимости, причём позволяют тестировать на присутствие различных скоростей сходимости.

Основополагающей стала работа Levin, Lin (1992), в которой содержалась методика проведения теста ADF для панельных данных, допускающая наличие фиксированных эффектов в константе и тренде, и содержащая необходимые для тестирования критические значения. В работе Im, Pesaran, Shin (1997) содержится обобщение этого теста на случай альтернативной гипотезы, допускающей различную скорость сходимости, и, следовательно, различные коэффициенты для каждой из стран в уравнении (3.3). Позже появились обобщения и других тестов на стационарность для панельных данных.

Применение теста Levin-Lin к реальным обменным курсам было осуществлено в работах Wu (1996), MacDonald (1996), Oh (1996), Jorion, Sweeney (1996), Pappel (1997).

Полученные результаты мало отличались от результатов тестов второй стадии. В работе O’Connell (1998) было показано, что непринятие во внимание межстрановой корреляции одновременных остатков может приводить к значительному смещению результатов. Однако, согласно Wu, Wu (2001) есть как минимум ещё три направления улучшения результатов полученных O’Connell.

Во-первых, необходимо отказаться от сделанных в работе O’Connell (1998) предположений об одинаковой корреляции между остатками для всех пар стран. Вовторых, нужно чтобы альтернативная гипотеза допускала различную скорость сходимости стран. В-третьих, было бы неплохо отказаться от предположения об одинаковом и нормальном распределении остатков. Методы выделения тренда из временных рядов реальных обменных курсов также требуют доработки. Отметим некоторые из основных результатов применения панельных методов анализа, в которых эти ограничения снимаются.

В статье Engel, Hendrickson, Rogers (1997) с использованием годовых данных за 45 лет по 150 странам мира, с учётом возможной различной скорости сходимости и межстрановых корреляций остатков, гипотеза о случайном блуждании была отвергнута, и были получены времена сходимости в интервале от 4,2 до 5,4 лет.

В работе Kuo, Mikkola (2001) к годовым данным по 23 странам за период с по 1996 годы был применён тест KPSS, обобщённый для панелей данных в работе Nyblom, Harvey (2000). С учётом возможных различий в скорости сходимости и с допущением межстрановых корреляций остатков, основная гипотеза о стационарности не отвергалась, и были получены времена сходимости в интервале от 1,8 до 8,3 лет.

В публикации Wu, Wu (2001) на основе тестов IPS и Madalla-Wu была разработана процедура тестирования на стационарность, допускающая как произвольную структуру лагов для каждого из реальных обменных курсов, различные корреляции между их остатками, так и различную скорость их сходимости. Эта процедура была проделана на месячных данных для 20 стран за период с 1973 по годы. Основная гипотеза о случайном блуждании везде отвергалась на 5-процентном уровне значимости, и были получены времена полувозврата в интервале от 5 до месяцев.

Таким образом, панельные методы анализа временных рядов позволили повысить мощность тестов второй стадии, а после учёта неоднородности корреляций остатков и различий в скоростях сходимости, позволили установить стационарность реальных обменных курсов, и оценить их параметры для различных стран. Полученные оценки свидетельствуют о выполнении относительного паритета покупательной способности на коротком интервале плавающего обменного курса не только в долгосрочной, но и в среднесрочной перспективе.

Перейдём теперь к описанию результатов, позволяющих объяснить причины отклонений от паритета покупательной способности и высокую волатильность реальных обменных курсов.

3.6. Моделирование краткосрочных отклонений от PPP Для того чтобы понять причины отклонения от РРР в краткосрочной перспективе, некоторые зарубежные авторы (см., например, работы Isard (1977) и Giovannini (1988)) перешли к проверке фундамента теории РРР – закона единой цены.

Главным результатом этих исследований стало обнаружение устойчивых отклонений от закона единой цены даже для торгуемых товаров, таких как силовые машины, насосы, двигатели, шарикоподшипники и др. более простые товары (болты, гайки и т.п.). Была также обнаружена сильная корреляция этих отклонений с номинальным обменным курсом, что авторы объясняют жесткостью цен в краткосрочном периоде.

В работе Engel (1993) было проведено исследование, с целью понять, что в большей степени является причиной отклонения от РРР - наличие неторгуемых товаров, или отклонения цен на торгуемые товары от закона единой цены.

Тестировалось уравнение (3.6), полученное комбинированием уравнений (1.5-1.7).

qt = (st - pt T - pt T *) + ( -1)( pt T - pt N ) + ( * -1)( pt T * + pt N *) (3.6) Оказалось, что первый член в этом уравнении (отвечающий за соблюдение закона единой цены для торгуемых товаров) является доминирующим, причём отклонения цен торгуемых товаров, таких как, например, бананы, сохраняются довольно долго. В работе Rogers, Jenkins (1993), авторы выделили из индексов потребительских цен торгуемую и неторгуемую компоненты, и получили, что первый член в уравнении об (3.6) объясняет до 80 процентов динамики реального обменного курса. Это означает, учитывая невысокую волательность цен торгуемых товаров, что краткосрочные отклонения от относительного паритета объясняются, главным образом, колебаниями номинального обменного курса.

Кроме того, в работе Engel, Rogers (1994) по данным для США и Канады было установлено, что различия в ценах двух высокоторгуемых благ зависят от расстояния, а также от факта пересечения государственной границы, который равносилен добавлению в расстояние около 4000 километров. Авторы считают такой результат сильным аргументом в пользу предположения о жёсткости номинальных цен, выраженных в единицах местной валюты. Они полагают, что изменение обменного курса является главной причиной отклонений от закона единой цены. В качестве другого объяснения зависимости разницы цен от факта пересечения границы можно предположить, что могут сильно отличаться неторгуемые компоненты розничных цен торгуемых товаров в двух рассматриваемых странах.

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 12 |



© 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.