WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 5 | 6 |   ...   | 18 |

Таблица Оценки уравнения (4) в различных спецификациях Спецфикация (IndustrialN/T (IndustrialService/ Manufactur- Construction/ Service/ ManufacturManufactur- ing)/ Manufactur Industrial ing)/ ing Manufactur- ing Industrial ing Переменные Финансовая 0,0032 -0,0710 0,0115 0,0335 0,либерализация (0,084) (0,259) (0,088) (0,026) (0,098) Либерализация -0,0060 0,0274 -0,0039 0,0104 -0,торговли (0,042) (0,181) (0,363) (0,694) (0,108) Рост объемов 0,0002 0,0001 -0,0002 0,0001 0,кредитов (0,251) (0,236) (0,678) (0,576) (0,054) Кризис 0,3378 0,0983 -0,0008 0,0066 -0,(0,126) (0,093) (0,042) (0,926) (0,183) Кризис+1 0,0275 -0,0672 0,0056 0,0301 -0,(0,505) (0,580) (0,610) (0,651) (0,075) Кризис+2 0,0275 -0,0495 0,0139 0,0987 0,(0,882) (0,425) (0,100) (0,100) (0,314) Кризис+3 -0,0615 -0,0469 -0,0031 0,0741 0,(0,736) (0,451) (0,754) (0,210) (0,076) Константа 0,0297 0,1932 -0,0306 -0,1775 -0,(0,423) (0,083) (0,218) (0,018) (0,880) R2 0,20 0,04 0,13 0,10 0,Примечание. Жирным шрифтом выделены коэффициенты, значимые на 10%-ном уровне.

Литература 1. Aslund A., Boone P., and Johnson S. (1996). How to stabilize: Lessons from Postcommunist Countries. Brookings Papers on Economic Activity. 1. Pp. 217–313.

2. Bekaert, Harvey, Lundblad (2001). Does financial liberalization spur growth NBER WP 8245.

3. Edwards S. (1998). Openess, Productivity, and Growth: What Do We Really Know Economic Journal. 108. Pp. 383–398.

4. Fisher S., Sahay R., Vegh C.A. (1996). Stabilization and Growth in Transition Economies: The Early Experience. Journal of Economic Perspectives. V. 10. N 2. Pp. 45–66.

5. Heybey B., Murrell P. (1999). The relationship between Economic Growth and the Speed of Liberalization During Transition. Journal of Policy Reform. 3 (2). Pp. 121–137.

6. Krueger G., and Ciolko M. (1998). A note on initial conditions and liberalization during transition. Journal of Comparative Economics.

26. Pp. 718–734.

7. Levine (1997). Financial development and economic growth: Views and agenda. Journal of Economic Literature. Vol. 35. No 2. Pp. 688– 726.

8. Melo M. de, Denizer C., Gelb A., Tenev S. (1997). Curcumstance and choice: the role of initial conditions and policies in transition economies. Thе World Bank International Finance Corporation. October.

44 pp.

9. Sachs, Jeffrey and Warner Andrew (1995). Economic Reform and the Process of Global Integration. Brookings Papers on Economic Activity. 1. Pp. 217–313.

10. Tornell A. and Westermann Frank (2003). Credit Market Imperfections in Middle Income Countries. NBER WP 9737.

11. Tornell A., Westerman F., and L. Martinez (2004). The Positive Link between Financial Liberalization, Growth, and Crises. (March, 2004).

Working Paper. No. 1164. Center for Economic Studies and The Institute for Economic Research (CESIFO).

12. Welch, Wacziarg (2003). Trade liberalization and growth: new evidence. NBER WP.

А. Кнобель Влияние монетарной политики на выпуск в российской экономике Подход к экономике как к системе, функционирующей в рамках конкурентного равновесия, не дает удовлетворительного объяснения реакции заработных плат и цен на шоки выпуска и занятости или влияния совокупного спроса на изменения выпуска и занятости. В предположении вертикальности кривой совокупного предложения любые изменения совокупного спроса приводят лишь к изменению уровня цен, но не выпуска. При таких условиях любые шоки денежной массы, будь то монетарные шоки или шоки спроса на деньги, поскольку они являются факторами, определяющими совокупный спрос в экономике, не могут воздействовать на выпуск, т.е. при таких предпосылках деньги являются нейтральной переменной.

Кейнсианский подход пытается объяснить отсутствие нейтральности денежной массы наличием определенной жесткости номинальных заработных плат и цен. В подтверждение приводятся следующие аргументы. Индивидуальные зарплаты и цены медленно реагируют на увеличение совокупного спроса, и как следствие отклик совокупного уровня цен в экономике на такого рода шоки достаточно медленный. В течение процесса адаптации изменения в совокупном спросе также влияют на выпуск. И заработные платы, и цены приспосабливаются медленно, и в связи с этим существует неопределенность относительно динамики их соотношения, т.е. динамики реальной заработной платы. По этой причине отсутствует устойчивая корреляция между изменениями в заработной плате и занятости в ответ на шоки совокупного спроса.

Экономические исследования, посвященные изучению жесткости или инертности номинальных заработных плат и цен, часто называются “неравновесной” макроэкономикой или макроэкономикой “равновесия при фиксированных ценах”. Общий подход в подобных исследованиях1 заключается в том, чтобы, считая цены и заработные платы заданными, определить рациональное поведение на каждом рынке, после чего изучить характеристики получившегося макроэкономического “равновесия”. Экономика может по-разному отвечать на различные шоки в зависимости от того, насколько вектор цен отличается от равновесного.

Данная работа посвящена анализу взаимодействия различных макроэкономических показателей, имеющих монетарную и немонетарную природу (денежных агрегатов, выпуска и цен). Актуальность работы подкрепляется тем, что вопрос о конкретном влиянии (и вообще, о наличии этого влияния) переменных денежной политики на реальные макроэкономические показатели в течение переходного периода российской экономики изучен недостаточно полно. Целью работы являются оценка влияния шоков денежной политики и уровня цен на выпуск в краткосрочной перспективе, оценка влияния шоков выпуска на денежную политику, определение скорости и направления реакции денежных властей на изменения выпуска, оценка релевантности монетарной политики как инструмента стимулирования выпуска в российской экономике.

Инертность цен связывают с несколькими фундаментальными причинами. Во-первых, жесткость цен частично объясняется наличием координационных проблем. В условиях несовершенной конкуренции продавцы могут обнаружить, что при повышении совокупного уровня цен в экономике неизменение своих собственных цен или незначительное их изменение приводит к несущественным потерям со стороны продавца. Но на макроуровне такие координационные проблемы могут привести к замедлению изменения уровня цен, большим эффектам совокупного спроса на выпуск и большим флуктуациям выпуска (номинальная жесткость). Во-вторых, рынки денег и товаров, функционирующие в реальности, сильно отличаются от рынков, которые рассматриваются в рамках совершенной конкуренции. Это проявляется, например, в том, что шоки спроса приводят к меньшим изменениям в ценах и бльшим изменениям в вы Barro, Grossman (1976); Patinkin (1965); Clower (1967).

пуске (по сравнению с эффектами, возникающими в конкурентной среде).

Жесткость цен хорошо вписывается в рамки моделей монополистической конкуренции2. В этих моделях функция спроса на товары зависит от относительных цен и от начальных денежных запасов.

При наличии издержек приспособления (menu costs) к новым ценам деньги могут быть не нейтральной переменной, причем даже небольшие издержки по изменению цен могут вынуждать производителей оставлять цены на прежнем уровне в ответ на увеличение денежной массы в экономике3.

При рассмотрении влияния шоков денежной массы на уровень выпуска в экономике возникает вопрос о симметричности положительных и отрицательных шоков предложения денег. Кроме того, проводится различие между ожидаемыми и неожидаемыми изменениями денежного предложения, и делается вывод о том, что флуктуации выпуска являются следствием неожидаемых шоков денежной массы4.

Существует по крайней мере два теоретических соображения, из которых следует необходимость распознания положительных и отрицательных шоков денежного предложения. Во-первых, разумно предполагать, что кривая совокупного предложения – наклонная в рамках ожидаемых ценовых изменений, но вертикальная при всех ценах выше ожидаемого уровня5. Такое предположение означает, что только отрицательные шоки предложения денег могут влиять на выпуск. Второе основание следует из гипотезы номинальной жесткости цен в экономике. Пусть совокупное предложение не зависит ни от ожидаемого, ни от неожидаемого уровня цен (т.е. кривая совокупного предложения вертикальна при уровне выпуска, соответст Blanchard, Fisher (1989).

Akerlof, Yellen (1985) показали, что в экономике монополистической конкуренции решение производителя реагировать или нет на изменения совокупного спроса влечет за собой потери только второго порядка малости.

Barro (1978); Mishkin (1982); Frydman, Rappoport (1987).

Кривая совокупного предложения такого типа может быть получена, если предполагать, что номинальная заработная плата жесткая относительно понижения, но гибкая относительно повышения.

вующем полной занятости), а кривая совокупного спроса имеет отрицательный наклон. Пусть также цены обладают свойством номинальной жесткости по отношению к неожидаемым шокам совокупного спроса, но являются абсолютно гибкими по отношению к его ожидаемым шокам. Выпуск равен совокупному спросу, если совокупный спрос меньше совокупного предложения, и равен совокупному предложению, если совокупное предложение меньше совокупного спроса, тогда только отрицательные шоки предложения денег могут влиять на выпуск.

Альтернативная парадигма моделирования экономических процессов Sticky Information предлагает рассматривать агентов как сообразительных, но не полностью представляющих себе дальнейшее развитие экономики.

Поскольку в условиях неполной информации фирма несет определенные издержки по пересмотру своей ценовой политики (а именно: расходы по исследованию рынка – management costs), то изменение цен представляет собой не непрерывный, а дискретный процесс, что и приводит к жесткости цен. Мэнкью объясняет это наличием двух типов агентов: поведение агентов первого типа определяется рациональными ожиданиями, поэтому они быстро реагируют на макроэкономические шоки, поведение агентов второго типа соответствует адаптивным ожиданиям с медленной реакцией на макроэкономические шоки (например, на шоки денежного предложения)6.

Таким образом, модель жесткости информации допускает отсутствие нейтральности денежной массы в экономике.

Кроме того, выделяется еще одна причина, по которой производители сдерживают повышение цен на отпускаемую продукцию, – это боязнь потерять покупателей (consumer costs). По некоторым оценкам, такие издержки оказывают большее влияние на жесткость цен, чем влияние, сравнимое с management costs.

В эмпирических исследованиях взаимосвязи денежной политики и выпуска используются векторные авторегрессионные модели, поскольку наличие лагированных значений переменных позволяет См. Mankiw, Reis (2001).

проследить влияние тех или иных шоков на остальные макроэкономические переменные в различные моменты времени7.

Однако к исследованию влияния макроэкономических шоков нужно подходить с известной осторожностью. Денежная масса и выпуск оказывают влияние друг на друга. Денежные власти могут, например, в ответ на увеличение выпуска в экономике увеличить денежную массу. Но в то же время для стимулирования выпуска в краткосрочной перспективе (что возможно благодаря наличию жесткости цен и работе механизмов, о которых говорилось ранее) может быть произведено увеличение денежного предложения (это и будут primary shocks монетарной политики). Аналогичным образом рынок может увеличить свой выпуск либо вследствие роста спроса за счет primary shocks монетарной политики, либо за счет увеличения предложения, что будет являться primary shock выпуска (за которым, как уже говорилось, может последовать “вынужденное” увеличение денежной массы, которое не будет являться “чистым” шоком денежных властей).

Таким образом, в векторных авторегрессионных моделях следует отличать primary shocks монетарной политики или выпуска от остатков соответствующих переменных. Из-за этого возникает проблема идентификации, поскольку для выделения primary shocks макроэкономических переменных в структуру ошибок приходится вводить новые параметры. Рассмотрим этот вопрос более подробно. Предположим, что мы рассматриваем простейшую авторегрессионную модель с двумя переменными: yt – выпуск, очищенный от сезонной и календарной составляющих, хt – некая переменная монетарной политики, например денежная масса8. В этом случае система VAR может быть записана в виде Sims (1972, 1980); Leeper, Sims, Zha (1996); Christiano, Eichenbaum, Evans (1996).

В настоящее время вопрос о том, какая макроэкономическая величина является наилучшим прокси денежной политики, остается открытым. Walsh (2003), а также Christiano, Eichenbaum, Evans (1996) обсуждают достаточно подробно этот вопрос и приходят к выводу, что лучше всего использовать либо переменные money stock (денежная масса, денежная база), либо ставку процента на рынке краткосрочного межбанковского кредитования.

uxt xt xt- = A(L) +, (1) yt yt-1 uyt где A(L) – матрица 22 полиномиальных лаговых операторов, а uit – ошибка i-й переменной (serially independent). Как уже говорилось, эти ошибки нельзя интерпретировать как primary shocks монетарной политики или выпуска. Обозначим “истинные” шоки денежного предложения и выпуска через eyt и ext соответственно (считаем их независимыми), тогда начальный вектор ошибок можно переписать в виде ext +eyt 1 uxt ext ext = (2) u ext + eyt = 1 eyt = B yt eyt Теперь параметры модели и имеют вполне конкретную интерпретацию. Если параметр равен нулю (при работе с данными статистически незначим), то монетарные власти не реагируют в текущем периоде на текущий шок предложения на товарном рынке, а шоки денежной массы являются чистыми шоками денежного предложения. Если параметр равен нулю (статистически незначим), то рынок не реагирует в текущем периоде на текущие шоки денежного предложения, а шоки выпуска, в свою очередь, являются чистыми шоками предложения на рынке товаров. Заметим также, что параметры и не могут быть равны нулю, если рассматривать большие шаги по времени. Так, например, неоправданно предполагать, что в течение года рынок никак не реагирует на шоки денежной политики.

В этой связи целесообразно проверять гипотезы о наличии реакции рынка на монетарную политику или монетарной политики на рынок при работе с месячными данными, что, однако, порождает определенные трудности, так как статистика месячного ВВП отсутствует и приходится использовать в качестве прокси выпуска индекс промышленного производства.

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 5 | 6 |   ...   | 18 |



© 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.