WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 14 |

В результате оценок моделей в форме модели коррекции ошибок мы получили долгосрочные и краткосрочные эластичности номиналь ного обменного курса рублей за доллар США по основным фундамен тальным переменным. Из всех оцененных моделей наихудшей по критерию R2 является модель непокрытого паритета процентных ставок, где R2 = 0.53. Модель паритета покупательной способности объяснила 68% дисперсии обменного курса. Наилучшей объясняю щей способностью обладает один из вариантов оценки модели порт феля активов, который использует статистику по аналитической груп пировке счетов кредитных организаций, R2 в ней составил 0.83.

Долгосрочная эластичность номинального обменного курса рублей за доллар США по индексу потребительских цен составила 1.9 в модели паритета покупательной способности и 1.3 – в модели обменного курса, определяемого как соотношение производи тельностей. Это означает, что в долгосрочном периоде при росте индекса потребительских цен в РФ на 1% номинальный обменный курс рублей за доллар США вырастет на 1.3–1.9%. Краткосрочная эластичность обменного курса рублей за доллар США по PPP со ставила 1.5, а в модели соотношения производительностей – 0.8.

Оценки паритета покупательной способности, которые были сде ланы в других исследованиях (см. например, (Frenkel, 1978)), пока зали отсутствие паритета для курсов доллара США к фунту стер лингов и доллара США к французскому франку. Эластичность об менного курса доллара США к немецкой марке по отношению со ответствующих индексов цен составила 1.8.

Долгосрочная эластичность номинального обменного курса рублей за доллар США по денежной массе составила 0.8 в моне тарной модели с жесткими ценами и 1.5 в монетарной модели с учетом торгового баланса. Это означает, что в долгосрочном пе риоде при росте денежной массы в РФ на 1% номинальный обмен ный курс рублей за доллар США вырастет на 0.8–1.5%. Кратко срочная эластичность обменного курса рублей за доллар США не значима в первой модели и составляет 0.7 во второй. По сравне нию с другими исследованиями, эластичность в которых изменя ется от 3.61 для курса доллара США к французскому франку до 1.для курса доллара США к канадскому доллару, полученные в на шем исследовании значения эластичности обменного курса по де нежной массе несколько ниже. Это свидетельствует о том, что об менный курс рублей за доллар США менее эластичен по рублевой денежной массе, чем курсы других стран по соответствующим де нежным массам. На основании результатов оценок влияния дина мики индекса потребительских цен и объема денежной массы на динамику обменного курса можно сделать вывод: краткосрочные колебания денежной массы не оказывают значительного влияния на номинальный обменный курс, т.е. краткосрочная эластичность номинального обменного курса по объему денежной массы незна чима.

Долгосрочная эластичность номинального обменного курса рублей за доллар США по реальному валовому внутреннему про дукту составила: –1.4 в монетарной модели с жесткими ценами, – 3.6 в монетарной модели с учетом торгового баланса, –0.8 в одной из моделей портфеля активов. Краткосрочная эластичность об менного курса рублей за доллар США незначима в первой модели, равна –0.5 во второй и –0.2 в третьей модели. Это означает, что рост реального валового внутреннего продукта оказывает значи мое влияние на динамику обменного курса только в долгосрочном периоде: с ростом реального валового внутреннего продукта на 1% обменный курс укрепляется на 1.4%.

Динамика разности процентных ставок не оказывала значимого влияния на динамику обменного курса рубля ни в одной из моде лей. Это означает, что колебания разности процентных ставок ока зывали на динамику обменного курса намного меньшее влияние по сравнению с соотношением цен, производительностей, а также как сальдо торгового баланса, так и сальдо счета текущих операций. В частности, значимое долгосрочное влияние на динамику обменно го курса рубля оказывала динамика сальдо торгового баланса (эластичность –0.2), производительность (эластичность –1.0), объемы внешней торговли (эластичность –0.8) и чистые иностран ные активы (эластичность –0.2). В других аналогичных исследова ниях были получены значения эластичностей в пределах от –19.для курса фунта стерлингов до –6.4 для курса доллара США к ка надскому доллару.

Оценка моделей портфеля активов свидетельствует о значи тельной заменяемости денег, российских и иностранных активов в долгосрочном периоде, т.е. при незначительном изменении соот ношения доходностей в долгосрочном периоде наблюдается зна чительное перераспределение между наличными деньгами, рос сийскими и иностранными активами. В частности, по одной из оценок модели портфеля активов было получено, что долгосрочная эластичность обменного курса рублей за доллар США по россий ским активам составляет 0.71, по иностранным активам 0.35, по рублевой доходности 0.35, по реальному валовому внутреннему продукту –0.83, а краткосрочная эластичность по российским ак тивам равна 1.18, по иностранным активам 0.23, по рублевой до ходности иностранных активов 0.10, по реальному валовому внут реннему продукту –0.21. Содержательно это свидетельствует о том, что динамика обменного курса соответствует динамике объе мов российских и иностранных активов. С ростом рублевой доход ности иностранных активов на 1% номинальный обменный курс при прочих равных ослабевает на 0.1%. Однако параллельно с из менением соотношения доходностей происходит и перераспреде ление средств между активами. Модель портфеля активов позво ляет оценить совокупное влияние подобных шоков в экономике на динамику обменного курса.

В результате оценка рассмотренных моделей показала возмож ность описания динамики обменного курса рубля с помощью структурных моделей. Подавляющее большинство оцениваемых зависимостей имеют правильные, с теоретической точки зрения, знаки. Однако использование данных оценок в качестве моделей для построения прогнозов представляется затруднительным, по скольку определяющее влияние на обменные курсы все таки ока зывают ожидаемые в данный момент будущие значения фунда ментальных переменных. Но так как ожидаемые значения фунда ментальных переменных в большинстве случаев не совпадают с будущими значениями, оценка подобных зависимостей не пред ставляется возможным. Именно частые изменения ожидаемых значений фундаментальных переменных в переходных периодах приводят к высокой волатильности обменных курсов. В то же вре мя оценка коинтеграционных соотношений выявила устойчивые зависимости между обменным курсом рубля и объемом денежной массы, валовым внутренним продуктом и сальдо торгового балан са, соотношением индексов потребительских цен РФ и США и про изводительностей этих стран. Полученные результаты с некоторы ми ограничениями могут быть использованы для построения дол госрочных прогнозов обменного курса.

Приложения 1. Проверка на стационарность используемых рядов Таблица П.Проверка на стационарность ряда обменного курса рублей за доллар США Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза: ERRD Скор. t Вероят Скор. t Вероят имеет единичный корень стат. ность* стат. ность* Статистика теста –0.8395 0.796 –2.3802 0.Phillips–Perron Критиче 1% м уровне –3.6105 –2.ские зна 5% м уровне –2.9390 –1.чения на 10% м уровне –2.6079 –1.Источник: Здесь и далее таблицы П.1–П.49 основаны на расчетах авторов.

Таблица П.Проверка на стационарность ряда индекса потребительских цен в РФ Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза: CPIR Скор. t Вероят Скор. t Вероят имеет единичный корень стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– 0.9147 0.995 –2.7138 0.Perron Критиче 1% м уровне –3.6105 –3.ские зна 5% м уровне –2.9390 –2.чения на 10% м уровне –2.6079 –2.Таблица П.Проверка на стационарность ряда индекса потребительских цен в США Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза: CPID Скор. t Вероят Скор. t Вероят имеет единичный корень стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– –0.5541 0.869 –4.5571 0.Perron 1% м –3.6105 –3.уровне Критические 5% м –2.9390 –2.значения на уровне 10% м –2.6079 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда процентной ставки по депозитам в РФ Нулевая гипотеза: RR имеет Уровни единичный корень Скор. t стат. Вероятность* Статистика теста Phillips– –8.8750 0.Perron 1% м –3.уровне Критические 5% м –2.значения на уровне 10% м –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда процентной ставки по депозитам в США Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза: RD имеет Скор. t Вероят Скор. t Вероят единичный корень стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– –0.7022 0.835 –3.3387 0.Perron 1% м –3.6105 –3.уровне Критические 5% м –2.9390 –2.значения на уровне 10% м –2.6079 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда денежной массы (М2) в РФ Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза: MR имеет Скор. t Вероят Скор. t Вероят единичный корень стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– 23.2629 1.000 –4.0964 0.Perron 1% м –3.6105 –3.уровне Критические 5% м –2.9390 –2.значения на уровне 10% м –2.6079 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда денежной массы (М2) в США Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза: MD имеет Скор. t Вероят Скор. t Вероят единичный корень стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– 3.0704 1.000 –4.0906 0.Perron 1% м –3.6105 –3.уровне Критические 5% м –2.9390 –2.значения на уровне 10% м –2.6079 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда реального валового внутреннего продукта в РФ Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза: RGDPR Скор. t Вероят Скор. t Вероят имеет единичный корень стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– –2.3764 0.155 –6.3021 0.Perron 1% м –3.6105 –3.уровне Критические 5% м –2.9390 –2.значения на уровне 10% м –2.6079 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда реального валового внутреннего продукта в США Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза: RGDPD Скор. t Вероят Скор. t Вероят имеет единичный корень стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– –0.1014 0.942 –4.9022 0.Perron 1% м –3.6105 –3.уровне Критические 5% м –2.9390 –2.значения на уровне 10% м –2.6079 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда темпов инфляции в РФ Нулевая гипотеза: CPIRD Уровни имеет единичный корень Скор. t стат. Вероятность* Статистика теста Phillips– –3.2653 0.Perron 1% м –3.уровне Критические 5% м –2.значения на уровне 10% м –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда темпов инфляции в США Нулевая гипотеза: CPIDD Уровни имеет единичный корень Скор. t стат. Вероятность* Статистика теста Phillips– –4.3571 0.Perron 1% м –3.уровне Критические 5% м –2.значения на уровне 10% м –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда торгового баланса Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза:

Скор. t Вероят Скор. t Вероят TB имеет единичный корень стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– –1.3546 0.594 –6.1186 0.Perron 1% м –3.6156 –3.уровне Критические 5% м –2.9411 –2.значения на уровне 10% м –2.6091 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда производительности в РФ Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза: PRODR Скор. t Вероят Скор. t Вероят имеет единичный корень стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– –2.5584 0.110 –6.6247 0.Perron 1% м –3.6105 –3.уровне Критические 5% м –2.9390 –2.значения на уровне 10% м –2.6079 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда производительности в США Нулевая гипотеза: PRODD Уровни 1 я разность имеет единичный корень Скор. t Вероят Скор. t Вероят стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– 1.5994 0.999 –10.6421 0.Perron 1% м –3.6105 –3.уровне Критические 5% м –2.9390 –2.значения на уровне 10% м –2.6079 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда реальной процентной ставки в РФ Нулевая гипотеза: RRR имеет Уровни единичный корень Скор. t стат. Вероятность* Статистика теста Phillips– –6.2135 0.Perron 1% м уров –3.не Критические 5% м уров –2.значения на не 10% м –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда реальной процентной ставки в США Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза: RRD име ет единичный корень Скор. t Вероят Скор. t Вероят стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– –0.5357 0.873 –5.1329 0.Perron 1% м –3.6156 –3.уровне Критические 5% м –2.9411 –2.значения на уровне 10% м –2.6091 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда суммы экспорта и импорта РФ Уровни 1 я разность Нулевая гипотеза: TOT имеет единичный корень Скор. t Вероят Скор. t Вероят стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– –1.3546 0.594 –6.1186 0.Perron 1% м –3.6156 –3.уровне Критические 5% м –2.9411 –2.значения на уровне 10% м –2.6091 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда денежного агрегата(деньги вне банков + депозиты до востребования) в РФ Нулевая гипотеза: Уровни 1 я разность MONEYR имеет Скор. t Вероят Скор. t Вероят единичный корень стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– 15.9033 1.000 –6.8106 0.Perron 1% м –3.6105 –3.уровне Критические 5% м –2.9390 –2.значения на уровне 10% м –2.6079 –2.уровне Таблица П.Проверка на стационарность ряда внутренних кредитовУровни 1 я разность Нулевая гипотеза: DC имеет единичный корень Скор. t Вероят Скор. t Вероят стат. ность* стат. ность* Статистика теста Phillips– 4.1551 1.000 –4.6675 0.Perron 1% м –3.6105 –3.уровне Критические 5% м –2.9390 –2.значения на уровне 10% м –2.6079 –2.уровне Деньги по методологии денежного обзора. Все денежные средства в экономике страны, которые могут быть немедленно использованы как средство платежа. Дан ный агрегат формируется как совокупность агрегатов «деньги вне банков» и «депо зиты до востребования» в банковской системе.

Внутренний кредит – это вся совокупность требований банковской системы к го сударственным нефинансовым организациям, к частному сектору, включая населе ние, к финансовым (кроме кредитных) организациям и чистого кредита органам государственного управления в валюте РФ, в иностранной валюте и в драгоценных металлах.

Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 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.