WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 13 |

Автор использовал обобщенный метод наименьших квадратов для устранения корреляции между реальными обменными курсами стран в панели. Несмотря на увеличение мощности тестов, автор не смог отвергнуть гипотезу о случайном блуждании. Авторы ста тьи (Abuaf, Jorion, 1990) использовали тот же подход для реальных обменных курсов по отношению к доллару для 10 стран за период с 1973 г. по 1987 г. Но даже столь значительное увеличение объема выборки позволило отвергнуть нулевую гипотезу лишь на 10% м уровне значимости.

В работе (Cumby, 1993), где были использованы данные по ин дексу Big Mac за 7 лет (1987–1993 гг.), по результатам тестов нуле вая гипотеза о случайном блуждании отвергалась и время полу возврата оказалось меньше года. Это можно объяснить, с одной стороны, тем, что существенная часть стран из выборки использо вала режим фиксированного обменного курса. В то же время в других странах, таких как Аргентина, Бразилия, Россия, Таиланд и др., имела место высокая инфляция, в борьбе с которой эти стра ны привязывали свою валюту к доллару. Кроме того, внутренняя политика компании «МакДональдс» также могла способствовать более быстрому выравниванию цен на гамбургеры по сравнению с индексами потребительских цен.

Общая формула выглядит следующим образом: tDF = T (1- )2 /(1- 2).

Другой подход к решению проблемы недостаточной мощности используемых тестов на стационарность заключается в использо вании длинных временных рядов, включающих периоды как пла вающего, так и фиксированного обменного курса. При таком под ходе проблема состоит в том, что два режима принципиально от личаются. При фиксированном обменном курсе отклонения от па ритета должны компенсироваться изменением цен. В режиме пла вающего обменного курса подстраиваться могут как цены, так и обменный курс.

Например, в работе (Frankel, 1986), используя годовые данные для США и Великобритании за период с 1869 г. по 1984 г., автор отвергает гипотезу о случайном блуждании и получает значение всего 0,86, что соответствует периоду полувозврата всего в 4,года. В других аналогичных работах для фунта стерлингов (Edison, 1987), канадского доллара (Johnson, 1990) получаются значения 7,3 и 3,1 года соответственно. Совмещение обоих подходов в ра ботах (Abuaf, Jorion, 1990; Glen, 1992; и др.) дает результаты в ин тервале 3–5 лет.

Оба подхода имеют значительные недостатки. В первом случае, как уже отмечалось, невозможно оценить межстрановые различия в скорости сходимости, которые имеются в действительности. Во втором случае не удается проследить очевидное различие в ско рости сходимости для режимов фиксированного и плавающего обменного курса. При этом основными результатами второй ста дии тестирования гипотез PPP являются утверждение о выполне нии относительного паритета покупательной способности в долго срочной перспективе для некоторых стран и оценка времени полу возврата в широком диапазоне от 3 до 7 лет.

3.4. Тесты на коинтеграцию цен и обменных курсов Невысокая мощность тестов на стационарность и недостаточно точная оценка времени полувозврата заставили исследователей искать новые методы проверки теории паритета покупательной способности.

С развитием тестов на коинтеграцию, предложенных в работе (Engle, Granger, 1987) и предназначенных для тестирования долго срочных равновесий, началась третья стадия тестирования теории РРР. Нулевая гипотеза тестов третьей стадии предполагает, что никакая линейная комбинация st - µpt + µ * pt * (3.4) не является стационарной. Альтернативная гипотеза допускает, что существует хотя бы одна стационарная линейная комбинация (3.4).

Теоретическое обоснование альтернативной гипотезы, т.е. су ществования стационарной линейной комбинации (3.4), в которой µ и µ * отличны от единицы, дает двухсекторная модель (см. ра боту (Taylor, 1988) и уравнения (1.5–1.8)). В литературе симмет ричный подход, когда ищется стационарная комбинация с µ = µ* 1, называется «двумерным», а поиск в виде µ µ * назы вается «трехмерным». Дело в том, что при «трехмерном» подходе возможно существование не одной, а двух стационарных линейных комбинаций, что тоже обычно относят к альтернативной гипотезе.

Первые тесты на коинтеграцию были трехшаговыми. Сначала используемые переменные – цены и обменный курс – тестирова лись на стационарность. Если цены стационарны, а курс – нет (или наоборот), то коинтеграции между ними быть не может. Если все переменные описываются процессами типа I(1), то оценивалось уравнение st = µpt + µ * pt *+'t (3.5) по методу наименьших квадратов. Остаток 't проверялся на ста ционарность при помощи стандартного теста ADF (в котором не использовался тренд) и специальной таблицы критических значе ний, полученной в работе (Davidson, MacKinnon, 1993). Если оста ток был стационарным, то утверждалось, что линейная комбинация (3.4) также стационарна, а ряды – коинтегрированы.

Применению коинтеграционных методов для эмпирического исследования связи между ценами и номинальным обменным кур сом посвящено огромное количество работ17. Среди основных осо бенностей стоит отметить тот факт, что тесты третьего шага Например, работы (Corbae, Ouliaris, 1988; Enders, 1988; Kim, 1990; Mark, 1990;

Fisher, Park, 1991; Cheung, Lai, 1993) и многие другие, а также обзоры (см. в Giovannetti, 1992; Breuer, 1994).

отвергают основную гипотезу значительно чаще, чем тесты второ го шага. При этом имеются следующие закономерности.

• Как и в тестах второго шага, для стран с плавающим обмен ным курсом нулевая гипотеза отвергается реже, чем для стран с фиксированным обменным курсом.

• При использовании данных по розничным ценам нулевая ги потеза отвергается реже, чем при использовании данных по оптовым ценам. Это объясняется тем, что розничные цены складываются из оптовых цен и стоимости услуг по доставке товара до конечного потребителя, которые являются нетор гуемыми.

• При «трехмерном» подходе нулевая гипотеза отвергается чаще, чем при «двумерном». Снятие ограничений на коэф фициенты, таким образом, повышает вероятность отверже ния нулевой гипотезы.

Однако, несмотря на новые результаты проверок теории PPP при помощи тестов третьего шага по сравнению с тестами второго шага, анализ коинтеграционных соотношений обладает одним су щественным недостатком. В большинстве работ коэффициенты µ и µ * сильно отличаются от единицы. Например, (Cheung, Lai, 1993) получают значения в интервале от 1,03 до 25,4 при исполь зовании индексов розничных цен и от 0,3 до 11,4 – при использо вании индексов оптовых цен. Причины таких результатов рассмат риваются во многих работах. Например, (Bryant, Cecchetti, 1993) оценивают отклонения µ и µ * вследствие ошибок измерения ин дексов в 20%, а вследствие влияния монетарных факторов и роста производительности в секторе торгуемых товаров по сравнению с неторгуемыми – в 30% (оценка сверху). В целом с теоретической точки зрения не удается объяснить коэффициенты µ и µ *, пре вышающие значение 2,0; наиболее правдоподобным выглядит обос нование, предложенное в работе (Banerjee, 1986). Автор объясняет получение таких оценок смещением, вызванным недостаточной длиной рядов, а также показывает, что если R2 < 0,95, то вероятнее всего результаты подвержены этому смещению. Необходимо от метить, что коэффициент детерминации для исследований по странам с плавающим обменным курсом почти всегда оказывается довольно низким.

Таким образом, применение коинтеграционных методов анали за временных рядов позволяет отвергнуть нулевую гипотезу о слу чайном блуждании для большинства стран мира. Это свидетельст вует о выполнении относительного паритета покупательной спо собности в долгосрочной перспективе. Однако третья стадия тес тов не дает практически никаких новых количественных результа тов, связанных со скоростью сходимости. Оценки времени полу возврата остаются довольно высокими и недостаточно точными, составляя от 3 до 6 лет для различных стран.

3.5. Панельные методы анализа В последнее десятилетие получили значительное развитие па нельные методы анализа временных рядов. Основная идея этих методов заключается в рассмотрении панельных данных, содер жащих реальные обменные курсы для различных стран, и в допол нении стандартных тестов на стационарность возможностью полу чить различные количественные зависимости для различных стран. Основное отличие от одновременного оценивания системы уравнений и последующего проведения тестов второго шага за ключается в том, что панельные методы анализа допускают корре ляцию между одновременными остатками разных временных ря дов и различную скорость сходимости.

В работе (Levin, Lin, 1992), приводится методика проведения теста ADF для панельных данных, допускающая наличие фиксиро ванных эффектов в константе и тренде и содержащая необходи мые для тестирования критические значения. В работе (Im, Pesaran, Shin, 1997) содержится обобщение этого теста на случай альтернативной гипотезы, допускающей различную скорость схо димости и, следовательно, различные коэффициенты для каж дой из стран в уравнении (3.3). Позже появились обобщения и дру гих тестов на стационарность для панельных данных.

Применение теста Levin–Lin к реальным обменным курсам было осуществлено в работах (Wu, 1996; MacDonald, 1996; Oh, 1996;

Jorion, Sweeney, 1996; Pappel, 1997). Полученные результаты мало отличались от результатов тестов второй стадии. В работе (O’Connell, 1998) было показано, что непринятие во внимание межстрановой корреляции одновременных остатков может приво дить к значительному смещению результатов. Однако согласно (Wu, Wu, 2001) есть как минимум еще 3 направления улучшения результатов, полученных O’Connell.

Во первых, необходимо отказаться от сделанных в работе (O’Connell, 1998) предположений об одинаковой корреляции меж ду остатками для всех пар стран. Во вторых, необходимо предпо ложить возможность различной скорости сходимости цен и обмен ных курсов для разных стран. В третьих, было бы неплохо отка заться от предположения об одинаковом и нормальном распреде лении остатков. Методы выделения тренда из временных рядов реальных обменных курсов также требуют доработки. Отметим не которые из основных результатов применения панельных методов анализа, в которых эти ограничения снимаются.

В статье (Engel, Hendrickson, Rogers, 1997) на основе использо вания годовых данных за 45 лет по 150 странам мира с учетом воз можной различной скорости сходимости и межстрановых корре ляций остатков гипотеза о случайном блуждании была отвергнута и были получены характерные времена сходимости в интервале от 4,2 до 5,4 лет.

В работе (Kuo, Mikkola, 2001) к годовым данным по 23 странам за период с 1946 г. по 1996 г. был применен тест KPSS, обобщен ный для панелей данных в работе (Nyblom, Harvey, 2000). С учетом возможных различий в скорости сходимости и с допущением меж страновых корреляций остатков основная гипотеза о стационарно сти не отвергалась и были получены характерные времена сходи мости в интервале от 1,8 до 8,3 лет.

В публикации (Wu, Wu, 2001) на основе тестов IPS и Madalla–Wu была разработана процедура тестирования на стационарность, допускающая как произвольную структуру лагов для каждого из реальных обменных курсов, различные корреляции между их ос татками, так и различную скорость их сходимости. Эта процедура была проделана на месячных данных для 20 стран за период с 1973 г.

по 1997 г. Основная гипотеза о случайном блуждании везде отвер галась на 5% м уровне значимости, и были получены времена по лувозврата в интервале от 5 до 14 месяцев.

Таким образом, панельные методы анализа временных рядов позволили повысить мощность тестов второго шага, а после учета неоднородности корреляций остатков и различий в скоростях схо димости позволили установить стационарность реальных обмен ных курсов и оценить их параметры для различных стран. Получен ные оценки свидетельствуют о выполнении относительного пари тета покупательной способности не только в долгосрочной, но и в среднесрочной перспективе.

Перейдем теперь к описанию результатов, позволяющих объяс нить причины отклонений от паритета покупательной способности и высокую волатильность реальных обменных курсов.

3.6. Моделирование краткосрочных отклонений от PPP Для того чтобы понять причины отклонения от РРР в кратко срочной перспективе, некоторые зарубежные авторы (см., напри мер, Isard, 1977; Giovannini, 1988) перешли к проверке фундамен тального положения теории РРР – закона единой цены. Главным результатом этих исследований стало обнаружение устойчивых отклонений от закона единой цены даже для торгуемых товаров, таких как силовые машины, насосы, двигатели, шарикоподшипни ки и другие, более простые товары (болты, гайки и т. п.). Была так же обнаружена сильная корреляция этих отклонений с номиналь ным обменным курсом, что авторы объясняют жесткостью цен в краткосрочном периоде.

В работе (Engel, 1993) было проведено исследование с целью выяснения, что в большей степени является причиной отклонения от РРР – наличие неторгуемых товаров или отклонения цен на тор гуемые товары от закона единой цены. Тестировалось уравнение (3.6), полученное комбинированием уравнений (1.5–1.7):

qt = (st - ptT - ptT *) + ( -1)( ptT - pt N ) + ( *-1)( ptT *+ pt N *). (3.6) Оказалось, что первый член в этом уравнении (отвечающий за соблюдение закона единой цены для торгуемых товаров) является доминирующим, причем отклонения цен торгуемых товаров, таких как, например, бананы, сохраняются довольно долго. В работе (Rogers, Jenkins, 1993) авторы выделили из индексов потреби тельских цен торгуемую и неторгуемую компоненты и получили, что первый член в уравнении (3.6) объясняет до 80% динамики ре ального обменного курса. Это означает, учитывая невысокую вола тильность цен торгуемых товаров, что краткосрочные отклонения от относительного паритета объясняются главным образом коле баниями номинального обменного курса.

Кроме того, в работе (Engel, Rogers, 1994) по данным для США и Канады было установлено, что различия в ценах двух высокоторгуе мых благ зависят от расстояния, а также от факта пересечения госу дарственной границы, который равносилен увеличению расстояния примерно на 4 тыс. километров. Авторы считают такой результат сильным аргументом в пользу предположения о жесткости номиналь ных цен, выраженных в единицах местной валюты. Они полагают, что изменение обменного курса является главной причиной отклонений от закона единой цены. В качестве другого объяснения зависимости разницы цен от факта пересечения границы можно предположить, что могут сильно отличаться неторгуемые компоненты розничных цен торгуемых товаров в двух рассматриваемых странах.

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 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.