WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 8 | 9 || 11 | 12 |   ...   | 14 |

при гибкости цен и заработных плат, последствия воздействия на экономику реальных шоков (например, снижения спроса на экс порт) корректировались бы не за счет изменения номинального обменного курса, восстанавливающего равновесие платежного баланса, а за счет снижения уровня заработной платы и стоимости экспортируемых товаров. Необходимые сдвиги относительных цен и реальной заработной платы обеспечивают адаптацию экономи ки, так что гибкость двусторонних обменных курсов внутри валют ной зоны перестает быть необходимым условием поддержания равновесия платежных балансов и оптимального соотношения ин фляции и безработицы внутри зоны. Кроме того, следует огово риться, что выбор того или иного режима обменного курса автома тически сказывается на его волатильности. Тем не менее предпо лагается, что, несмотря на выбор той или иной политики регулиро вания обменного курса, наблюдаемые колебания отражают струк турные различия между странами.

Необходимо также отметить, что в одних работах использовалась информация о величине обменного курса на конец рассматривае мого периода, а в других – о среднем курсе за период. Однако, с нашей точки зрения, использование обменного курса на конец года для анализа его волатильности применительно к странам СНГ не корректно. Это объясняется тем, что на протяжении рассматривае мого периода времени наблюдались значительные внутригодовые колебания обменных курсов. В этих условиях значения обменного курса на начало и конец года могли существенно отличаться от среднегодового значения. Использование таких данных может при вести к завышенной оценке волатильности. Поэтому для дальней шего анализа использовалась статистика по среднегодовым обмен ным курсам. Рассчитанное значение такого показателя для 12 стран СНГ представлено на рис. 3.1.

1.1.1.1.0.0.0.0.0.к евро к рублю Рис. 3.1. Стандартное отклонение обменного курса национальной валюты к рублю и к евро Грузия Россия Украина Армения Молдова Беларусь Казахстан Узбекистан Кыргызстан Таджикистан Азербайджан Туркменистан Прежде всего отметим, что для одних стран меньшей оказы вается волатильность курса по отношению к рублю, тогда как для других – к евро. Страны СНГ можно условно разделить на три груп пы. Первая группа – это страны, характеризующиеся достаточно высокой волатильностью обменного курса национальной валюты по отношению к рублю, среди которых Азербайджан, Армения и Туркменистан. Во вторую группу с относительно низкой волатиль ностью курса входят такие страны, как Беларусь, Грузия, Казах стан, Кыргызстан и Молдова. В остальных странах волатильность обменного курса близка к средней. Если рассмотреть курс к евро, то разбиение стран по группам практически не меняется. Исклю чение составляют Узбекистан (низкая волатильность) и Украина (относительно высокая волатильность).

По уровню волатильности обменного курса к рублю формально выделяется группа стран, характеризующихся наименьшей вола тильностью курса. В качестве критерия ранжирования использова лось значение показателя, составляющее половину от среднего по всем странам, которое для волатильности курса к рублю составило 0,247. К числу таких стран по результатам расчетов можно отнести Беларусь, Грузию, Казахстан и Молдову. Таким образом, для этих стран, по видимому, процесс валютной интеграции с Россией бу дет сопряжен с относительно меньшими издержками, нежели для остальных стран СНГ.

На основе рис. 3.1 следует отметить еще два факта. Во первых, согласно классификации политики обменного курса в различных странах, которую предложили Рейнхарт и Рогофф (Reinhart, Rogoff, 2002), валютная политика в странах СНГ с начала 90 х годов про шлого столетия была различной, но эти отличия в целом не были значительны. Так, приблизительно до конца 1990 х годов страны использовали политику плавающего курса, тогда как на протяже нии последующих 4–6 лет они перешли к политике регулируемого плавания курса или корректируемого фиксированного курса. Вы явленные же различия в волатильности номинального двусторон него обменного курса не являются лишь следствием различий в проводимой политике курсообразования, а отражают фундамен тальные макроэкономические различия этих стран, при которых возникающие шоки оказывают асимметричное влияние на данные страны. Для таких стран издержки валютной интеграции с Россией в терминах потери гибкости обменного курса могут оказаться больше. Во вторых, ориентиром при проведении курсовой полити ки оставался и остается до сих пор доллар США. Поэтому относи тельно большая волатильность курсов национальных валют к евро может быть обусловлена влиянием именно этого фактора.

Реальные шоки. Для анализа асимметричности реальных шоков необходимо учитывать не только их взаимную корреляцию, но и различия по абсолютной величине. Для оценки коррелированности реальных шоков использовался коэффициент корреляции по Пир сону для логарифмов темпов роста реального ВВП и индекса про мышленного производства (ИПП). Высокое значение коэффициен та корреляции для пары стран может свидетельствовать о том, что на экономику этих стран воздействуют симметричные шоки, вызы вающие сонаправленное изменение показателей реальной эконо мической активности. Поэтому стабилизация экономики в таких странах в случае валютного объединения будет требовать схожих мер экономической политики, а отказ от плавающего обменного курса как инструмента стабилизации не будет сопряжен с высоки ми издержками.

Абсолютное значение разности стандартных отклонений лога рифмических темпов роста реального ВВП (RGDP) или промыш ленного производства для стран i и j (SD(Yij) или SD(IPij)) использо валось в качестве показателя, характеризующего различие в вола тильности реальных шоков:

RGDPit RGDPjt SD(Yij ) = SDln - SDln.

RGDPit-1 RGDPjt- Аналогичная формула используется и для промышленного про изводства. Высокое значение данного показателя будет свиде тельствовать о значительной асимметрии реальных шоков, оказы вающих влияние на экономику рассматриваемой пары стран.

Асимметричность реальных шоков, таким образом, будет харак теризоваться низким значением коэффициента корреляции и вы соким значением показателя волатильности. В случае объедине ния в валютный союз или введения единой валюты страны, удовле творяющие этим условиям, будут нести относительно более высо кие издержки с точки зрения невозможности использования об менного курса в качестве механизма противодействия асиммет ричным реальным шокам.

Рассчитанные значения коэффициентов корреляции для стран СНГ по отношению к показателям стран зоны евро и России пред ставлены на рис. 3.2. При расчетах использовался ряд годовых значений темпов роста реального ВВП в странах СНГ за период с 1991 по 2003 г.

1.0.0.0.0.0.-0.зона евро Россия Рис. 3.2. Корреляция темпов роста реального ВВП для стран СНГ (по отношению к странам зоны евро и к России) Согласно рис. 3.2 корреляция между темпами роста реального ВВП в странах СНГ и России существенно выше, чем аналогичный показатель для стран зоны евро. Практически такие же выводы можно сделать на основании рис. 3.3: для преобладающего числа стран темпы роста индекса промышленного производства в боль шей степени коррелируют с темпами роста ИПП в России, нежели на территории стран Европейского валютного союза. Исключение составляют Беларусь и Кыргызстан, для которых динамика индек Грузия Россия Украина Армения Молдова Беларусь Казахстан Узбекистан Кыргызстан Таджикистан Азербайджан Туркменистан са промышленного производства в большей степени коррелирует с динамикой ИПП в зоне евро. По видимому, такого рода отличия могут быть обусловлены как значительным влиянием других со ставляющих, которые учитываются в ВВП, так и случайным совпа дением. На основе полученных данных можно выделить страны, имеющие наиболее высокую корреляцию темпов роста ВВП и ИПП с аналогичными показателями России (превышающую среднее значение коэффициента корреляции для всех стран СНГ – 0,796).

По темпу роста ВВП в их число вошли Азербайджан, Казахстан, Кыргызстан, Молдова, Таджикистан, Украина и Узбекистан. По темпу роста индекса промышленного производства – Армения, Азербайджан, Казахстан, Молдова, Таджикистан и Украина.

1.0.0.0.0.0.-0.-0.-0.зона евро Россия Рис. 3.3. Корреляция темпов роста индекса промышленного производства для стран СНГ (по отношению к странам зоны евро и к России) Рассмотрим теперь другой показатель, характеризующий реаль ные шоки – различие в волатильности шоков для пары стран. Рас считанные значения данного показателя для реального ВВП и ин декса промышленного производства представлены на рис. 3.4 и 3.5.

Грузия Россия Украина Армения Молдова Беларусь Казахстан Узбекистан Кыргызстан Таджикистан Азербайджан Туркменистан Для расчетов были использованы данные за период с 1991 по 2003 г.

0.0.0.0.0.0.зона евро Россия Рис. 3.4. Показатель волатильности темпов роста реального ВВП для стран СНГ (по отношению к странам зоны евро и к России) Из рис. 3.4 можно заметить, что значение рассчитанного показа теля для реального ВВП заметно больше в случае, когда базой срав нения выступает ВВП стран зоны евро, нежели ВВП России. По ре зультатам расчетов лишь для Узбекистана уровень асимметричности реальных шоков по отношению к странам зоны евро и к России прак тически совпадает, для всех остальных стран СНГ уровень асиммет ричности реальных шоков в этих странах по отношению к России за метно ниже, чем по отношению к странам зоны евро. При этом наи меньшее значение рассматриваемого показателя по критерию поло вины от среднего значения (в данном случае не более 0,024) было получено для Беларуси, Казахстана и Украины.

Грузия Россия Украина Армения Молдова Беларусь Казахстан Узбекистан Кыргызстан Таджикистан Азербайджан Туркменистан 0.0.0.0.0. зона евро Россия Рис. 3.5. Показатель волатильности темпов роста индекса промышленного производства для стран СНГ (по отношению к странам зоны евро и к России) Практически идентичная картина наблюдается для этого же по казателя, рассчитанного по данным о динамике индекса промыш ленного производства в странах СНГ, по отношению к зоне евро и к России (см. рис. 3.5). В первом случае значение рассчитанного показателя оказывается больше, что отражает существующие раз личия в структуре экономики стран зоны евро и стран СНГ. Во вто ром случае значение показателя оказывается заметно меньшим (для некоторых стран существенно меньшим). Исходя из того же критерия (половина от среднего значения показателя составила также 0,024), в группу стран, для которых показатель волатильно сти темпов роста индекса промышленного производства принима ет минимальные значения, вошли Армения, Беларусь, Грузия, Ка захстан и Украина.

На основе рассчитанных показателей, характеризующих коле бания реальной экономической активности и косвенно волатиль ность реальных шоков, можно сделать вывод: для тех стран, у ко торых значение показателя реальных шоков оказывалось ниже, по видимому, экономические циклы более согласованы между собой (по нашим расчетам, это Беларусь, Казахстан и Украина), что, ве Грузия Россия Украина Армения Молдова Беларусь Казахстан Узбекистан Кыргызстан Таджикистан Азербайджан Туркменистан роятно, может свидетельствовать о схожих шоках, воздействую щих на экономики данных стран. Поэтому для противодействия этим шокам необходимо использовать близкие инструменты эко номической политики, в частности, не потребуются изменения двустороннего обменного курса, которые могут оказаться полез ными в случае асимметричных шоков.

Денежные шоки. Наряду с реальными шоками необходимо учи тывать воздействие монетарных шоков, которые вызываются эко номической политикой рассматриваемой страны. Для этого в дан ной работе будет использован темп изменения денежного пред ложения. Это объясняется тем, что существенные различия в про водимой денежно кредитной политике будут характеризоваться различным уровнем инфляции в странах СНГ и, таким образом, приводить к расхождению паритета покупательной способности.

Для его корректировки может быть использован двусторонний об менный курс. Также необходимо учесть, что параметры кривой Филлипса различны для стран, т.е. существующее на момент объ единения соотношение между инфляцией и безработицей может быть разным. Поэтому, по крайней мере, в краткосрочном периоде страны будут нести издержки, обусловленные необходимостью достижения соотношения, оптимального для всего валютного сою за в целом. Более того, различия в процентных ставках, обуслов ленные отсутствием координации при проведении денежно кредитной политики, будут также повышать издержки валютной интеграции, поскольку при образовании союза процентные ставки должны будут выравняться.

По аналогии с реальными шоками, для описания асимметрич ности монетарных шоков будет использоваться коэффициент кор реляции для логарифмов темпов роста денежного предложения, а также абсолютное значение разности стандартных отклонений ло гарифма темпа роста денежного предложения для стран i и j (SD(Mij)), описывающего различие в уровне их волатильности:

t Mi Mt j SD(Mij ) = SDln - SDln.

t-1 Mt- Mi j Необходимо отметить, что длина ряда для различных стран раз личалась, что объясняется разным числом лет, за которые сущест вует необходимая статистика. Поэтому для анализа показатели могли быть рассчитаны двумя способами: первый способ – расчет корреляций и стандартного отклонения по всем имеющимся точ кам; второй – расчет коэффициентов корреляции и стандартного отклонения по ряду одинаковой длины (по выборке). Максималь ная длина ряда данных о величине денежного предложения соот ветствует периоду 1992–2003 гг. (Молдова), минимальная – 1999–2003 гг. (Таджикистан).

Прежде всего рассмотрим структуру корреляций между опи санными характеристиками денежных шоков для стран СНГ, стран зоны евро и России, которая была рассчитана только вторым спо собом и представлена на рис. 3.6.

Из рисунка видно, что колебания денежного предложения в странах СНГ в большей степени коррелируют с колебаниями в России, нежели в странах зоны евро. Исключением, как и в случае с показателями реальной экономической активности, является Бе ларусь, коэффициенты корреляции которой для России и стран зоны евро практически совпадают. Значение коэффициента кор реляции для России, превышающее среднее значение по выборке стран (0,55), имеют Армения, Азербайджан, Беларусь, Грузия, Ка захстан, Молдова и Украина.

Рассчитанные двумя возможными способами значения показателя волатильности для стран СНГ представлены на рис. 3.7.

Pages:     | 1 |   ...   | 8 | 9 || 11 | 12 |   ...   | 14 |



© 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.