WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 4 | 5 || 7 | 8 |   ...   | 13 |

В работе (McCloskey, Zecher, 1984) установлено, что в период англо американского золотого стандарта (до 1914 г.) теория РРР выполнялась не только в долгосрочной, но и в среднесрочной пер спективе. В работе (Diebold, Husted, Rush, 1991) найдено подтвер ждение этому для 6 наиболее развитых стран: здесь использова лись данные с меньшей частотой, но за более длительный период времени. В статье (Abuaf, Jorion, 1990) на основе данных для фун та, франка и доллара авторы установили сохранение РРР на более чем столетнем промежутке времени, включающем интервалы вре мени, соответствующие золотому стандарту, промежутку между мировыми войнами, периоду действия Бреттон Вудской системы фиксированных обменных курсов. В работе (Lothian, Taylor, 1996) их выводы были подтверждены с использованием временных ря дов за два столетия. В работе (Lothian, 1990) автор установил так же, что временные ряды реального обменного курса для Японии, США, Великобритании и Франции являются стационарными (для Японии – относительно тренда) на интервале времени с 1875 по 1986 г. В монографиях по теории РРР (см., например, Lee, 1978;

Officer, 1982) получены результаты, свидетельствующие о выпол нении теории РРР в долгосрочной перспективе на любых интерва лах времени до середины 1970 х годов, когда в результате нефтя ного кризиса наиболее развитые страны мира перешли к режиму плавающего обменного курса. По словам авторов работы (Froot, Rogoff, 1994), в 70 х годах XX в. эмпирическая проверка теории РРР была довольно скучной темой для исследований и выполнение относительного паритета покупательной способности в долго срочной перспективе считалось твердо установленным фактом.

Более поздние эмпирические работы, исследующие временные ряды, соответствующие режиму плавающего обменного курса по сле отмены Бреттон Вудского соглашения, оказываются не в со стоянии отвергнуть гипотезу о случайном блуждании реального обменного курса, что свидетельствует об отсутствии свойства но минального обменного курса возвращаться к равновесному значе нию, предсказываемому теорией РРР. Это может быть связано как со слишком низкой волатильностью, являющейся следствием ис кусственной фиксации обменного курса до отмены Бреттон Вудской системы, так и с недостаточной мощностью тестов на ста ционарность, применявшихся в то время для проверки выполнения теории паритета покупательной способности.

С течением времени накопилось большее количество данных, соответствующих новому режиму и были значительно усовершен ствованы методы анализа слабостационарных временных рядов.

Это привело к появлению все большего количества эмпирических работ, свидетельствующих о том, что он является стационарным процессом с возросшей волатильностью13. В этих работах также были получены оценки характерного времени (средней продолжи тельности периода), которое требуется процессам арбитража, чтобы скомпенсировать половину отклонения, созданного номи нальным шоком. Для развитых стран соответствующий период по лувозврата составляет 4–5 лет. Фактически это означает, что воз действие любого шока на курс по прошествии года уменьшается в среднем всего на 15%. Такой результат свидетельствует о медлен ности процессов арбитража, что может быть следствием как боль шого количества торговых барьеров, так и других факторов. Отме ченная высокая волатильность реального обменного курса и его высокая положительная корреляция с номинальным обменным курсом (см., например, Taylor, 2000) также может объяснять обна руженную нестационарность. Согласно работе (Rogoff, 1996) ин терпретацией этого факта служит жесткость цен и зарплат, в то время как номинальный обменный курс подвержен постоянным Обзоры работ см. в (Taylor, 1995, 2000); (Froot, Rogoff, 1994).

колебаниям вследствие того, что валюта является не только сред ством обмена, но и средством сбережения.

Позже значительный прогресс в тестировании на стационар ность при отсутствии длинных временных рядов был достигнут с помощью методов одновременного анализа нестационарных про цессов, основы которых были заложены в работах (Engle, Granger, 1987; Johansen, 1988, 1991). Эмпирические исследования, приме няющие новые статистические методы14, свидетельствуют о тесной взаимосвязи между ценами и обменным курсом даже в том случае, если тесты на стационарность не в состоянии отличить каждый из показателей от процесса случайного блуждания. В работах (Taylor, Sarno, 1998) и (Taylor, 2000) идея коинтеграции была адаптирована для тестирования временных рядов индексов цен и обменного курса для нескольких стран одновременно. Новые методы ста бильно отвергают гипотезу о случайном блуждании на меньшем уровне значимости, однако оценки времени полувозврата оста лись примерно теми же, колеблясь для развитых стран в интервале от 3 до 5 лет.

Другим способом максимально эффективного использования информации, содержащейся во временных рядах реальных обмен ных курсов, стали методы панельного анализа, описанные в работах (Campbell, Perron, 1991; Levine, Lin, 1992; Ng, Perron, 1995; Maddala, Wu, 1999; Bai, Ng, 2001; и др.). В работах (Wei, Parsley, 1995; Frankel, Rose, 1996; Pedroni, 1995; Higgins, Zakrajsek, 1999) применение па нельных тестов на стационарность привело к выводам о стационар ности реальных обменных курсов на коротком интервале плавающе го режима для большинства развитых стран мира.

Следует отметить, что проверка теории РРР при развитии эко нометрики стала одним из базовых упражнений для применения новейших методов исследования нестационарных и почти неста ционарных временных рядов. В значительном числе учебников по эконометрике описанию методов проверки теории паритета поку пательной способности посвящены целые главы (Patterson, 2000).

Более того, проверка этой теории стала одной из движущих сил развития эконометрических методов анализа нестационарных См. работы (Corbae, Ouliaris, 1988; Enders, 1988; Kim, 1990; Mark, 1990; Fisher, Park, 1991; Cheung, Lai, 1993), а также обзоры (Giovannetti, 1992; Breuer, 1994).

временных рядов, поскольку сходимость реального обменного курса достаточно медленна и процесс случайного блуждания сложно отличить от стационарного процесса. По мере развития статистических методов и исчерпания их возможностей основны ми источниками прогресса в эмпирических исследованиях были:

- увеличение рассматриваемых временных интервалов и не обходимое для этого смешение периодов с плавающим и фиксированным обменным курсом;

- исследование панелей данных по большому количеству стран;

- применение тестов на коинтеграцию.

С эконометрической точки зрения обычно (см., например, рабо ту Froot, Rogoff, 1994) выделяют три стадии эмпирического тести рования теории паритета покупательной способности по основным гипотезам, которые в них проверяются:

1) за нулевую гипотезу принимается следующее равенство :

dP d(SP*) dP* dS = = + ;

P SP* P * S 2) в качестве основной гипотезы предполагается, что отклонения от (1.3) являются процессом случайного блуждания;

3) за нулевую гипотезу принимается предположение, что откло нения от любой линейной комбинации (1.8) цен и курса явля ются процессами случайного блуждания:

dS dP dP* = µ - µ * S P P * Рассмотрим подробнее эти стадии с целью в дальнейшем по пытаться применить аналогичные методики к российским данным.

3.2. Первая стадия проверки гипотез о выполнении PPP К тестам первой стадии относят простейшие линейные регрес сии логарифма индекса номинального обменного курса на лога рифмы индексов цен. Если все эти показатели стационарны, то линейные регрессии должны давать коэффициенты, близкие к тем, которые предсказывает уравнение (1.7).

Наиболее сильным позитивным результатом подобных иссле дований стало подтверждение теории РРР для большого числа экономик с гиперинфляцией. Например, в работе (Frenkel, 1978) автор оценивал регрессии вида:

st = + ( pt - pt*) + t, (3.1) где строчными буквами обозначены логарифмы показателей, и вез де основная гипотеза о равенстве единице параметра не была от вергнута, что свидетельствовало в пользу выполнения теории PPP.

Однако для экономик с невысокой инфляцией аналогичные тес ты в большинстве случаев отвергают основную гипотезу. При оце нивании регрессии (3.1) по данным за 1970 е годы в работе (Frenkel, 1981) автор получает как отрицательные значения, так и значения, большие двух. Основной причиной таких результатов он считает наличие реальных шоков и жесткость цен, полагая, что в долгосрочной перспективе относительный паритет покупательной способности должен выполняться. Среди проблем, возникающих при оценивании (3.1), следует отметить тот очевидный факт, что цены и курс определяются одновременно, поэтому нет причин счи тать одно причиной другого или наоборот. Например, в работах (Isard, 1977; Giovannini, 1988) для проверки теории РРР авторы оценивали обратную регрессию и получали схожие результаты.

В работе (Krugman, 1978) автор построил теоретическую мо дель, которая показывает, что если цены гибкие и монетарная по литика направлена на сглаживание реальных шоков, то оценивае мый коэффициент в регрессии (3.1) будет ниже значения в теоре тической модели. Чтобы учесть этот эффект, в работах (Krugman, 1978; Frenkel, 1981) авторы оценивали то же уравнение в два эта па, используя в качестве инструментальных переменных время, а также запаздывающие цены и запаздывающий обменный курс.

Они получили значения ближе к единице, но все равно существен но от нее отличающиеся.

Основным результатом тестов первой стадии стало утвержде ние, что паритет покупательной способности в краткосрочной пер спективе не выполняется. Долгосрочная динамика оставалась не изученной.

3.3. Тесты на стационарность реального обменного курса Результаты тестов первой стадии привели к доминированию точки зрения о невыполнении теории PPP, однако следующее по коление тестов дало новые результаты, отличающиеся от получен ных ранее. На второй стадии рассматривался временной ряд ре ального обменного курса:

qt = st - pt + pt *, (3.2) который тестировался на стационарность. Стационарность реаль ного обменного курса свидетельствовала бы о том, что возникаю щие отклонения от паритета с течением времени исчезают.

При рассмотрении данного подхода необходимо анализиро вать, насколько правдоподобна с теоретической точки зрения ос новная гипотеза о нестационарности реального обменного курса.

В работе (Roll, 1979) автор показывает, что изменения реального обменного курса, подобно изменениям цены актива, должны быть непредсказуемыми, если валютные рынки эффективны. Конечно, эта аналогия не совсем корректна, но тем не менее такой подход возможен, так как, например, сбережения в активах, номиниро ванных в какой либо валюте, переносят на актив всю неопреде ленность этой валюты.

Разумеется, было предложено много других причин случайного блуждания реального обменного курса. Например, в рамках рас смотренной выше модели, построенной в работах (Balassa, 1964;

Samuelson, 1964), различные темпы роста совокупной факторной производительности в экономиках двух стран могут приводить к изменению реального обменного курса. Если разница в уровнях производительности нестационарна, то и реальный обменный курс тоже будет иметь единичный корень. Другим объяснением, пред ложенным в работе (Rogoff, 1992), является утверждение, что меж временное сглаживание потребления торгуемых товаров может приводить к внутривременному сглаживанию цен торгуемых и не торгуемых товаров. Это приводит к случайному блужданию реаль ного обменного курса даже в том случае, если технологические шоки являются временными. В работе (Obstfeld, Rogoff, 1994) была предложена модель, в которой даже временный шок, который при водит к перемещению благосостояния между странами, приводит также к долгосрочному изменению трудозатрат и, следовательно, к изменению реального обменного курса. Существует множество других, более сложных моделей, объясняющих нестационарность реального обменного курса.

Таким образом, можно сделать вывод, что с теоретической точ ки зрения при определенных условиях в долгосрочной перспективе как стационарность, так и нестационарность реального обменного курса возможны.

Основным результатом применения тестов на стационарностьк месячным данным по странам с плавающим обменным курсом стало неотвержение гипотезы о наличии единичного корня на 5% м уровне значимости (см., например, Meese, Rogoff, 1988; Mark, 1990). Для стран с фиксированным обменным курсом гипотеза о случайном блуждании отвергается примерно в половине случаев.

Например, в работе (Mark, 1990) автор тестирует реальные обмен ные курсы между европейскими странами по данным за период с 1973 г. по 1988 г., при этом результаты тестов находятся на грани 5% го уровня значимости. В другой работе (Chowdhury, Sdogati, 1993) тестировались месячные данные с 1979 г. по 1990 г. (для ев ропейской валютной системы) и было получено, что реальные об менные курсы европейских стран относительно немецкой марки являются стационарными, а относительно американского доллара – нестационарными. Это может являться следствием некорректно сти комбинирования валют с фиксированным и плавающим об менным курсом, приводящего к смещенности полученных оценок.

Вопросы влияния режима обменного курса подробно рассматри ваются в работах (Mussa, 1986; Frankel, Rose, 1996).

Столь различные результаты тестов для данных по различным валютным режимам могут быть также следствием различной мощ ности всех вышеперечисленных тестов при корнях, близких к еди нице. Например, если = 1+ =0,97 (что соответствует времени полувозврата всего в 22 месяца), то, для того чтобы с помощью теста ADF отвергнуть гипотезу о случайном блуждании на 5% м Описание тестов см. в работах (Dickey, Fuller, 1979; Phillips, Perron, 1988; Elliot, Rothenberg, Stock, 1996; Kwiatkowski, Phillips, Schmidt, Shin, 1992; Ng, Perron, 2001;

Diebold, Husted, Rush, 1991) и др.

уровне значимости, необходимо в среднем 578 точек, т.е. 50 лет в случае месячных данных16.

Первый подход к решению этой проблемы заключается в одно временном оценивании системы уравнений вида (3.3) по данным для нескольких стран:

qt = µ +t + qt-1 + Ф(L)qt -1 + t. (3.3) Это позволяет использовать данные за меньший период време ни. Зато возникают проблемы, связанные с тем, что для разных пар стран скорость сходимости может быть разной и тогда полученные оценки будут отражать в некотором смысле среднюю скорость сходимости и, следовательно, будут плохо интерпретируемыми.

Первой работой, где было предложено использовать панели дан ных для повышения мощности тестов, была статья (Hakkio, 1984).

Pages:     | 1 |   ...   | 4 | 5 || 7 | 8 |   ...   | 13 |



© 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.