WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 7 | 8 || 10 | 11 |   ...   | 13 |

5. На долгосрочные отклонения от абсолютного паритета покупа тельной способности значимое влияние оказывают реальные переменные: различия в темпах роста совокупной факторной производительности торгуемого и неторгуемого секторов, ре альные доходы на душу населения, колебания спроса на това ры со стороны государства и другие факторы.

Международные рынки товаров, хотя и становятся все более интегрированными, по прежнему остаются в значительной степе ни сегментированными и характеризуются заметными отклоне ниями от закона единой цены. Это может быть обусловлено транс портными издержками, регулируемыми тарифами, номинальной жесткостью цен, ценовой дискриминацией, информационными издержками или недостаточной мобильностью рабочей силы. В результате этих издержек наблюдаются значительные интервалы, в рамках которых номинальные обменные курсы могут свободно изменяться, не приводя к немедленным ответным изменениям со стороны относительных цен.

В долгосрочной перспективе теория паритета покупательной способности выполняется, и главным предметом зарубежных ис следований постепенно становится выявление факторов, опреде ляющих скорость сходимости к паритету, а также моделирование шоков реального обменного курса.

4. Эмпирический анализ и проверка гипотез о выполнении PPP для российской экономики 1992–2004 гг.

В рассмотренных выше работах проверке на соответствие тео рии паритета покупательной способности подвергались экономи ки развитых стабильных стран. В России же в течение большого периода реформ была высокая инфляция и значительные колеба ния номинального обменного курса, происходили заметные струк турные изменения в производстве: спад совокупной факторной производительности первой половины 1990 х годов сменился бы стрым ростом в последние 5 лет, наблюдалось существенное из менение структуры внешней торговли. Интенсивные процессы им портозамещения после финансового кризиса 1998 г. в последние годы сменились ростом экспорта, чему в большой мере способст вовали рост цен на нефть и увеличение производительности труда в промышленности.

Условия высокой инфляции облегчают проверку теории PPP (см., например, Frenkel, 1978), однако, в отличие от развитых стран Запада, для России недоступны длинные временные ряды. В луч шем случае имеются около 150 точек месячных данных за период 1992–2004 гг. Использование более ранней статистики, как прави ло, невозможно из за несопоставимости большинства статистиче ских данных, поэтому многие тесты на стационарность могут ока заться недостаточно мощными для отвержения гипотезы о случай ном блуждании.

Следует отметить, что интерес к проблеме проверки теории па ритета покупательной способности в России довольно велик. Су ществует большое количество работ, посвященных моделирова нию динамики реального обменного курса. Например, в работе (Spatafora, Stavrev, 2003) исследуется зависимость реального эф фективного обменного курса от различных фундаментальных пе ременных. В результате получена значимая зависимость между реальным обменным курсом, ценами на нефть, использовавшими ся в качестве прокси переменной для условий торговли, и произ водительностью труда. В частности, рост цен на нефть и улучше ние условий торговли, согласно их расчетам, способствуют укреп лению реального курса рубля.

Еще одна работа (Глущенко, 2002) посвящена исследованию степени интегрированности российского экономического про странства. По существу, в ней подвергается проверке закон еди ной цены для различных регионов России. Эмпирические оценки, полученные автором, свидетельствуют о зависимости разницы цен в различных регионах от разницы средних доходов, а также от рас стояния между регионами. Этот результат соответствует логике двухсекторной модели и хорошо согласуется с аналогичными за рубежными исследованиями, однако не позволяет судить о степе ни влияния на разницу цен факта пересечения товаром границы России.

Ниже сделана попытка проверить выполнение относительного паритета покупательной способности для России в долгосрочной перспективе, а также оценить влияние на волатильность отклоне ний от паритета покупательной способности различных факторов, таких как совокупная факторная производительность, торговые барьеры, политика Центрального Банка и др.

4.1. Тесты первой стадии Курсовая политика Центрального Банка России претерпевала довольно значительные изменения на протяжении рассматривае мого периода времени (1992–2004 гг.). Как и в большинстве зару бежных работ (см., например, Taylor, 2000), в данном исследова нии основное внимание сосредоточено на проверке выполнения теории паритета покупательной способности в долгосрочной пер спективе и оценке времени полувозврата, которая составляет обычно несколько лет. Это делает нецелесообразным разбиение рассматриваемого короткого интервала времени на подпериоды.

Поэтому мы не будем отличать шоки, возникшие в результате дей ствий Центрального Банка, от других номинальных шоков.

Инфляция в России в течение переходного периода была до вольно значительной, что дает основания для проведения тестов РРР первой стадии путем оценивания уравнения (3.1), а также об ратной регрессии (более подробно см. в Приложении 1):

st = -0.62 + 0.79( pt - pt*) + t ; (4.1) (6.7) (53) = –1.97(0.047) pt - pt* = 1.0 +1.21st + t (4.2) (10.3) (53) = –1.99(0.044), где st – логарифм обменного курса; pt – логарифм индекса цен в России; pt* – логарифм индекса цен в США.

В скобках под коэффициентами приведены значения t статистик.

Затем приведено значение тау статистики, полученное при про верке на стационарность остатков регрессии с помощью теста Дикки–Фуллера, в скобках приведено p value статистики.

Как видно из результатов оценок, полученные коэффициенты (0,79 и 1,21 соответственно) отображают взаимные зависимости цен и обменного курса. Тот факт, что в первом случае коэффици ент пропорциональности меньше единицы, а во втором – больше, может быть результатом смещения (см. работу Krugman, 1978), которое возникает в случае гибких цен и политики Центрального Банка по сглаживанию реальных шоков. Остатки регрессии ста ционарны, что говорит о соответствии результатов оценивания теории.

Аналогичные результаты получаются, если в модель (3.1) под ставить запаздывающие значения цен и номинального обменного курса, – коэффициенты при соответствующих показателях, а также их запаздывающих значениях оказываются близкими к 1.

Далее, для того чтобы проверить корректность полученных ре зультатов, необходимо выполнить тесты второй стадии – проверку исследуемых рядов на стационарность19.

4.2. Тесты на стационарность В табл. 4.1 приведены результаты тестирования на стационар ность логарифмов индексов цен, а также номинального и реальных обменных курсов. Эти результаты указывают на то, что реальный Тесты на стационарность должны выполняться на одном из первых шагов, однако в данной работе для сравнения мы рассматриваем тесты различных стадий в том историческом порядке, в котором эволюционировали эмпирические методы про верки теории PPP, с целью продемонстрировать результаты проверки теории PPP с использованием различных методов.

эффективный обменный курс является стационарным. Время его полувозврата составляет 22 месяца (корень характеристического уравнения равен 0,97), что чрезвычайно мало по сравнению с раз витыми странами и свидетельствует о быстром уменьшении влия ния возникающих шоков. Этот факт скорее всего объясняется вы сокими средними темпами инфляции, в условиях которых эконо мические агенты чаще пересматривают инфляционные ожидания, быстрее реагируя на различные краткосрочные шоки.

Таблица 4.Результаты тестирования рядов на стационарность ADF P value DF GLS Phillips–Perron KPSS ERS Ng–Perron P + (–4,95)' 0,0001 – + – – – p* + (–3,27)'' 0,0764 + – – – – P–p* + (–4,95)' 0,0001 – + – – – S + (–4,23)' 0,0009 – + – – – RER + (–2,075) 0,0368 – + – – – REER + (–2,116) 0,0335 + + + + + Примечание. «+» – результаты тестов указывают на стационарность ряда; «'» – оце нивалась спецификация уравнения только с константой; «''» – оценивалась специ фикация уравнения с константой и линейным трендом.

Из табл. 4.1, однако, не ясно, являются ли остальные времен ные ряды стационарными. Считающийся обычно недостаточно мощным тест Дикки–Фуллера отвергает гипотезу о наличии еди ничного корня в большинстве рассматриваемых рядов, в то время как по результатам теста KPSS следует предпочесть модель слу чайного блуждания. Это может быть связано, согласно результа там работы (Aizenman, 1984), с существованием интервала значе ний, в котором шоки номинального обменного курса не вызывают мгновенной реакции со стороны относительных цен. Тогда внутри этого интервала номинальный обменный курс является процессом случайного блуждания, а как только выходит за границу интервала, процессы арбитража возвращают его обратно.

Соответственно, если результаты тестов указывают на стацио нарность используемых рядов, можно говорить о том, что резуль таты регрессий (4.1–4.2) корректны и относительный паритет по купательной способности выполняется в среднесрочной перспек тиве. Если ряды нестационарны, необходимо выполнить поиск ко интеграционного соотношения (в случае если оно не будет найде но – строить модель в приростах).

4.3. Тесты на коинтеграцию Результаты теста на коинтеграцию (оценка векторной модели коррекции ошибок) дают следующие стационарные линейные ком бинации (более подробно см. Приложение 2):

pt + 5.18 pt *-1.08st ( pt - pt*) - 0.63st pt - 0.96st (4.3) (2.3) (8.9) (6.4) (6,67) Мы видим, что коэффициент при ценах за рубежом в первой модели (модели без ограничений) имеет знак, противоположный предсказываемому теорией. Попытаемся интерпретировать полу ченные линейные комбинации. Согласно модели Тейлора коэффи циенты в линейной комбинации определяются по формулам (1.8).

Коэффициент, характеризующий средний коэффициент про порциональности между процентными изменениями цен торгуе мых и неторгуемых товаров, определяется согласно модели Ба ласса–Самуэльсона различиями в совокупных факторных произ водительностях в секторах торгуемых товаров двух стран. Линей ные комбинации (4.3) являются свидетельством в пользу теории паритета покупательной способности даже в случае нестационар ности исследуемых рядов. Отметим особенность полученного ре зультата: тесты причинности Грейнджера указывают на то, что во второй и третьей линейных комбинациях (4.3) номинальный об менный курс является экзогенной переменной, а цены – эндоген ной. Отсюда следует вывод о том, что на величину коэффициентов 0,63 и 0,96 существенно влияет эффект переноса обменного курса в цены товаров и услуг (см., например, Goldberg, Knetter, 1997).

Перенос обменного курса в цены, т.е. изменение потребитель ских цен при колебаниях обменного курса, может быть достаточно сильным в развивающихся странах. Если значительную часть по требительской корзины составляют импортируемые товары20, то В России, по данным Росстата, доля импорта в структуре потребления в большей части рассматриваемого периода времени колебалась в интервале 30–50%, и лишь рост номинального обменного курса приведет к росту рублевых цен импортируемых товаров, что в свою очередь повлечет рост индекса потребительских цен. Поскольку в течение рассматривае мого периода времени объем импорта не превышал половины объема конечного потребления, величина коэффициентов не мо жет быть объяснена только переносом обменного курса, что ука зывает на действие и других механизмов, связывающих цены и обменный курс, в частности, увеличения внутренних цен при росте мировых цен на экспортируемые товары, монетарных факторов, эффекта Баласса–Самуэльсона и других причин.

Таким образом, полученные результаты указывают на выполне ние относительного паритета покупательной способности для рос сийской экономики в долгосрочной перспективе, но, как и ожида лось, обнаружены значительные краткосрочные колебания реаль ного обменного курса вокруг равновесного уровня.

Ниже делается попытка определить степень влияния на вола тильность реального обменного курса в среднесрочной перспек тиве различных факторов, таких как цены торгуемых и неторгуемых товаров, а также рост совокупной факторной производительности.

4.4. Включение в модель цен торгуемых и неторгуемых товаров Начнем с исследования влияния различий в динамике цен тор гуемых и неторгуемых товаров. Следуя методике (Engel, 1993), ис пользуя уравнение (1.5), можно получить:

qt = (st - ptT - ptT *) + ( -1)( ptT - pt N ) + ( *-1)( ptT *+ pt N *).

Из всех этих величин нам доступны только данные по реальному обменному курсу и российским ценам торгуемых и неторгуемых товаров, да и те с годовой периодичностью (8 точек). Оставляя в выражении только доступные нам ряды, приходим к регрессии:

(qt - st - ptT ) = ( -1)( ptT - pt N ) + t. (4.4) в последние годы импорт стал замещаться товарами отечественного производства.

В результате в последние 2–3 года эта величина составила около 25%.

Оценивание уравнения по методу наименьших квадратов (см.

Приложение 3) дает значимую оценку коэффициента около 4,5.

Небольшая длина ряда (годовые данные) не позволяет обнаружить и произвести коррекцию модели на автокорреляцию и гетероске дастичность. Полученное значение коэффициента не укладывается в рамки модели Тейлора, согласно которой оно должно характери зовать долю торгуемых товаров в потребительской корзине. Это может быть следствием небольшого количества точек, погрешно стей способа построения индекса цен торгуемых товаров или вы сокой корреляции чрезвычайно волатильного номинального об менного курса с ценами торгуемых товаров, что, в свою очередь, может быть результатом эффекта переноса обменного курса в це ны, т.е. увеличения общего уровня цен из за роста цен на импорт ные товары при увеличении обменного курса.

4.5. Проверка гипотезы Баласса–Самуэльсона Как уже отмечалось, равное увеличение производительности в обоих секторах не должно приводить к увеличению относительных цен неторгуемых товаров по сравнению с ценами торгуемых това ров. Гипотеза Баласса–Самуэльсона говорит о том, что больший рост производительности в одном секторе по сравнению с другим должен приводить к этому. Для проверки такой гипотезы оценим уравнение (4.5) на основе данных о совокупной факторной произ водительности в двух секторах, а также индекса отношения цен торгуемых товаров к ценам неторгуемых товаров:

N ( pN - pT )t = + [ aT - aN ]t. (4.5) T Все коэффициенты оказываются незначимыми, что может быть следствием недостаточного количества данных (оценка проводи лась на годовых данных, поэтому полученные результаты являются достаточно условными).

Pages:     | 1 |   ...   | 7 | 8 || 10 | 11 |   ...   | 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.