WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 7 | 8 || 10 | 11 |   ...   | 12 |

различия в темпах роста совокупной факторной производительности торгуемого и неторгуемого секторов, реальные доходы на душу населения, колебания спроса на товары со стороны государства и другие факторы.

Международные рынки товаров, хотя и становятся всё более интегрированными с течением времени, по-прежнему остаются в значительной степени сегментированными и характеризуются заметными отклонениями от закона единой цены. Это может быть обусловлено транспортными издержками, регулируемыми тарифаминоминальной жёсткостью цен, ценовой дискриминацией, информационными издержками или недостаточной мобильностью рабочей силы. В результате этих издержек наблюдаются значительные интервалы, в рамках которых номинальные обменные курсы могут свободно изменяться, не приводя к немедленным ответным изменениям со стороны относительных цен.

В долгосрочной перспективе теория паритета покупательной способности выполняется, и главным предметом зарубежных исследований постепенно становится выявление факторов, определяющих скорость сходимости к паритету, а также моделирование шоков реального обменного курса.

В следующем разделе приведена попытка применить описанные эконометрические методы к российским данным, с целью выяснить, насколько динамика обменного курса и цен в российской экономике соответствует теоретической концепции PPP.

4. Эмпирический анализ и проверка гипотез о выполнении PPP для российской экономики 1992-2004 гг.

В отличие от развитых стран, экономики которых подвергались проверке на соответствие теории паритета покупательной способности в рассмотренных выше работах, экономика России в период реформ характеризовалась достаточно интенсивными переходными процессами. Наблюдалась высокая инфляция и значительные колебания номинального обменного курса, происходили значительные структурные изменения в производстве, – спад совокупной факторной производительности первой половины девяностых сменился быстрым ростом в последние пять лет, наблюдались интенсивные изменения структуры внешней торговли. Несмотря на интенсивные процессы импортозамещения после финансового кризиса 1998 года, в последние годы значительно увеличились объёмы внешнего товарооборота, чему в большой мере способствовали рост цен на нефть и рост производительности труда в промышленности.

Условия высокой инфляции облегчают проверку теории PPP37, однако, в отличие от развитых стран запада, для России недоступны длинные временные ряды. В лучшем случае имеются около 150 точек месячных данных за период 1992-2004 гг.

Использование более ранней статистики, как правило, невозможно из-за несопоставимости экономической ситуации и большинства статистических данных.

Поэтому многие тесты на стационарность могут оказаться недостаточно мощными для отвержения гипотезы о случайном блуждании.

В долгосрочной перспективе, согласно модели Баласса-Самуэльсона, страна с более низким уровнем доходов на душу населения должна иметь более низкие цены по сравнению с развитыми странами. Как видно из предварительного анализа данных, этот эффект действительно наблюдается, что позволяет строить не только динамические, но и статические модели.

Следует отметить, что интерес к проблеме проверки теории паритета покупательной способности в России довольно велик. Существует большое количество работ, посвящённых моделированию динамики реального обменного курса. Например, в работе Spatafora, Stavrev (2003) исследуется зависимость реального эффективного обменного курса от различных фундаментальных переменных. В результате получена значимая зависимость между реальным обменным курсом и ценами на нефть, См., например, работу Frenkel (1978).

использовавшимися в качестве прокси-переменной для условий торговли, и производительностью труда. В частности, рост цен на нефть и улучшение условий торговли, согласно их расчетам, способствуют укреплению реального курса рубля.

Еще одна работа Глущенко (2002) посвящена исследованию степени интегрированности российского экономического пространства. По существу, в ней проверке подвергается закон единой цены для различных регионов России.

Эмпирические оценки, полученные автором, свидетельствуют о зависимости разницы цен в различных регионах от разницы средних доходов, а также от расстояния между регионами. Этот результат соответствует логике двухсекторной модели и хорошо согласуется с аналогичными зарубежными исследованиями, однако не позволяет судить о степени влияния на разницу цен факта пересечения товаром границы России.

В этой части работы сделана попытка проверить выполнение относительного паритета покупательной способности для России в долгосрочной перспективе, а также оценить влияние на волатильность отклонений от паритета покупательной способности различных факторов, таких как совокупная факторная производительность, торговые барьеры, политика центрального банка, и другие.

4.1. Тесты первой стадии Курсовая политика Центрального Банка претерпевала довольно значительные изменения на протяжении рассматриваемого периода времени (1992-2004 гг.). Как и в большинстве зарубежных работ38, в данном исследовании основное внимание сосредоточено на проверке выполнения теории паритета покупательной способности в долгосрочной перспективе и оценке времени полувозврата, которая составляет обычно несколько лет. Это делает нецелесообразным разбиение рассматриваемого короткого интервала времени на подпериоды. Поэтому мы не будем отличать шоки, возникшие в результате действий Центрального Банка, от других номинальных шоков.

Инфляция в России в течение переходного периода была довольно значительной, что даёт основания для проведения тестов РРР первой стадии путём оценивания уравнения (3.1), а также обратной регрессии (подробности см. в приложении 1):

st = -0.62 + 0.79( pt - pt *) + t (4.1) (6.7) (53) = –1.97 (0.047) pt - pt * = 1.0 +1.21st + t (4.2) См., например, Taylor (2000).

(10.3) (53) = –1.99 (0.044) где st - логарифм обменного курса;

pt - логарифм индекса цен в России;

pt* - логарифм индекса цен в США.

В скобках под коэффициентами приведены значения t-статистик. Затем приведено значение тау-статистики, полученное при проверке на стационарность остатков регрессии с помощью теста Дикки-Фуллера, в скобках приведено p-value статистики.

Как видно из результатов оценок, полученные коэффициенты (0,79 и 1,соответственно) отображают взаимные зависимости цен и обменного курса. Тот факт, что в первом случае коэффициент пропорциональности меньше единицы, а во втором – больше, может быть результатом смещения (см. работу Krugman (1978)), которое возникает в случае гибких цен и политики центрального банка по сглаживанию реальных шоков. Остатки регрессии стационарны, что говорит о соответствии результатов оценивания теории.

Аналогичные результаты получаются, если в модель (3.1) запаздывающие значения цен и номинального обменного курса, – коэффициенты при соответствующих показателях, а также их запаздывающих значениях оказываются близкими к 1.

Далее, для того, чтобы проверить корректность полученных результатов, необходимо выполнить тесты второй стадии – проверку исследуемых рядов на стационарность39 (см. следующий подраздел).

4.2. Тесты на стационарность В таблице 1 приведены результаты тестирования на стационарность логарифмов индексов цен, а также номинального и реальных обменных курсов. Результаты указывают на то, что реальный эффективный обменный курс является стационарным.

Его время полувозврата составляет 22 месяца (корень характеристического уравнения равен 0.97), что чрезвычайно мало, по сравнению с развитыми странами, и свидетельствует о быстром уменьшении влияния возникающих шоков. Этот факт, Тесты на стационарность должны выполняться на одном из первых шагов, однако, в данной работе для сравнения мы рассматриваем тесты различных стадий в историческом порядке, в котором эволюционировали эмпирические методы проверки теории PPP с целью продемонстрировать результаты проверки теории PPP с использованием различных, применявшихся в литературе методов.

скорее всего, объясняется высокими средними темпами инфляции, в условиях которых экономические агенты чаще пересматривают инфляционные ожидания, быстрее реагируя на различные краткосрочные шоки.

ТАБЛИЦА 1.

Результаты тестирования рядов на стационарность Phillips ADF P-value DF-GLS KPSS ERS Ng-Perron Perron P + (-4,95)' 0,0001 - + - - - p* + (-3,27)'' 0,0764 + - - - - p-p* + (-4,95)' 0,0001 - + - - - S + (-4,23)' 0,0009 - + - - - RER + (-2,075) 0,0368 - + - - - REER + (-2,116) 0,0335 + + + + + (+ результаты тестов указывают на стационарность ряда, ' оценивалась спецификация уравнения только с константой, '' оценивалась спецификация уравнения с константой и линейным трендом) Из таблицы неясно, однако, являются ли остальные временные ряды стационарными. Считающийся обычно недостаточно мощным, тест Дикки-Фуллера отвергает гипотезу о наличии единичного корня в большинстве рассматриваемых рядов, в то время как по результатам теста KPSS следует предпочесть модель случайного блуждания. Это может быть связано (согласно результатам работы Aizenman (1984)) с существованием интервала значений, в котором шоки номинального обменного курса не вызывают мгновенной реакции со стороны относительных цен.

Тогда внутри этого интервала номинальный обменный курс является процессом случайного блуждания, а как только выходит за границу интервала, процессы арбитража возвращают его обратно.

Соответственно, если по результаты тестов указывают на стационарность используемых рядов, можно говорить о то, что результаты регрессий (4.1-4.2) корректны, и относительный паритет покупательной способности выполняется в среднесрочной перспективе. Если ряды нестационарны – необходимо выполнить поиск коинтеграционного соотношения (в случае если оно не будет найдено – строить модель в приростах).

4.3. Тесты на коинтеграцию Результаты теста на коинтеграцию (оценка векторной модели коррекции ошибок) дают следующие стационарные линейные комбинации (см. приложение 2):

pt + 5.18 pt * -1.08st ( pt - pt *) - 0.63st pt - 0.96st (4.3) (2.3) (8.9) (6.4) (6,67) Мы видим, что коэффициент при ценах за рубежом в первой модели – модели без ограничений имеет знак, противоположный предсказываемому теорией.

Попытаемся интерпретировать полученные линейные комбинации. Согласно модели Тэйлора коэффициенты в линейной комбинации определяются по формулам (1.8).

Коэффициент, характеризующий средний коэффициент пропорциональности между процентными изменениями цен торгуемых и неторгуемых товаров, определяется, согласно модели Баласса-Самуэльсона, различиями в совокупных факторных производительностях в секторах торгуемых товаров двух стран.

С учетом различий в величине душевого дохода и выпуска, мы предполагаем, что совокупная факторная производительности в России ниже, чем в США, то есть < *. Поэтому в соотношении (4.3а) предполагается получить µ > µ *, однако, при отрицательном значении µ* = -5.18 < 0 полученные результаты не соответствуют теории, поэтому данная модель не рассматривалась из содержательных соображений40.

Линейные комбинации (4.3b) и (4.3c) являются свидетельством в пользу теории паритета покупательной способности даже в случае нестационарности исследуемых рядов. Отметим особенность полученного результата, – тесты причинности Грэнджера указывают на то, что в линейных комбинациях (4.3b) и (4.3c) номинальный обменный курс является экзогенной переменной, а цены - эндогенной. Отсюда следует вывод о том, что в коэффициенты 0.63 и 0.96 существенный вклад вносит эффект переноса обменного курса в цены товаров и услуг (см. например, Goldberg, Knetter (1997)).

Перенос обменного курса в цены, то есть изменение потребительских цен при колебаниях обменного курса может быть достаточно сильным в развивающихся странах. Если значительную часть потребительской корзины составляют импортируемые товары41, то рост номинального обменного курса приведёт к росту рублёвых цен импортируемых товаров, что, в свою очередь повлечёт рост индекса потребительских цен. Поскольку в течение рассматриваемого периода времени объём Полученный результат не согласуется с теорией РРР, однако может быть объяснен, например, колебаниями мировых цен на энергоносители, – при росте мировых цен на нефть возможен рост потребительских цен в США. В России же при этих условиях наблюдается значительный приток иностранной валюты, что приведёт к росту предложения доллара, и, как следствие, к падению номинального обменного курса (в единицах домашней валюты за одну единицу иностранной, как и везде в этой работе), удешевлению импортных товаров и росту их доли в потребительской корзине. Таким образом, увеличение ИПЦ в США будет происходить одновременно с уменьшением ИПЦ в России, причём в России процентное изменение будет больше, чем в США.

В России по данным Росстата, доля импорта в структуре потребления большую часть рассматриваемого периода времени колебалась в интервале 30-50%, и лишь в последние годы импорт стал замещаться товарами отечественного производства. В результате, в последние 2-3 года эта величина составила около 25%.

импорта не превышал половины объёма конечного потребления, то коэффициенты не могут быть объяснены только переносом обменного курса, что указывает на действие и других механизмов, связывающих цены и обменный курс, в частности, увеличением внутренних цен при росте мировых цен на экспортируемые товары, монетарными факторами, эффектом Балассы-Самуэльсона и др. причинами.

Таким образом, полученные результаты указывают на выполнение относительного паритета покупательной способности для российской экономики в долгосрочной перспективе, но, как и ожидалось, обнаружены значительные краткосрочные колебания реального обменного курса вокруг равновесного уровня.

Далее приведена попытка определить степень влияния на волатильность реального обменного курса в среднесрочной перспективе различных факторов, таких как цены торгуемых и неторгуемых товаров, а также рост совокупной факторной производительности.

4.4. Включение в модель цен торгуемых и неторгуемых товаров Начнём с исследования влияния различий в динамике цен торгуемых и неторгуемых товаров. Следуя методике Engel (1993), скомбинировав уравнения (1.5), получим:

qt = (st - pt T - pt T *) + ( -1)( pt T - pt N ) + ( * -1)( pt T * + pt N *) (3.8) Из всех этих величин нам доступны только данные по реальному обменному курсу и российским ценам торгуемых и неторгуемых товаров, да и те с годовой периодичностью (8 точек). Оставляя в выражении только доступные нам ряды, приходим к регрессии (4.4).

Pages:     | 1 |   ...   | 7 | 8 || 10 | 11 |   ...   | 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.