WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 4 | 5 || 7 | 8 |   ...   | 11 |

Однако мы абстрагируемся от данной проблемы, потому что в оце ниваемых моделях обратное (относительно предполагаемого) на правление связи между экзогенной и эндогенной переменными неочевидно. Естественно, всегда есть некоторые прочие факторы, позволяющие предположить существование такой обратной связи, однако мы будем предполагать, что их влияние незначительно.

3.2. Эконометрические оценки В данном разделе приведено описание построенных многофак торных моделей временных рядов, описывающих зависимости по токов капитала от макроэкономических показателей. Кроме того, моделируется влияние самих потоков капитала на основные мак роэкономические показатели6. В случае высокой доли объяснен ной дисперсии в оцененном уравнении мы приводим разложение изменения объясняющей переменной по факторам.

Но сначала строится зависимость нормы инвестирования в эко номике от нормы сбережений с целью проверки для Российской Федерации эффекта Фельдштайна–Хориоки.

Отметим, что коинтеграции между рядами, входящими в оцениваемые уравнения, обнаружено не было.

В нашем случае тест Грейнджера на причинно следственную зависимость между макроэкономическими показателями и потоками капитала, как правило, не дает однозначного ответа о направлении связи, в том числе из за малого числа точек.

Следовательно, необходимо помнить об условности выдвигаемых гипотез. В то же время макроэкономическая теория и проведенный качественный анализ совмест ной динамики потоков капитала и макроэкономических показателей, по видимому, позволяют сформулировать гипотезы, которые приведены в работе.

3.2.1. Эффект Фельдштайна–Хориоки Как известно, в закрытой экономике национальные сбережения равны инвестициям, и любое наблюдаемое увеличение нацио нальных инвестиций может быть вызвано лишь ростом националь ных сбережений. Но если экономика является открытой, нацио нальные сбережения могут не равняться национальным инвести циям, так как страны, получающие выгоды от внешнеторговых от ношений, имеют ненулевые сальдо текущего счета платежного ба ланса. Однако в своей работе7 Фельдштайн и Хориока выяснили, что даже в развитых странах, несмотря на кажущуюся высокую мо бильность капитала, изменение национальной нормы сбережений приводит к изменению нормы инвестирования практически на ту же самую величину.

Фельдштайн и Хориока утверждали: в том случае, если бы фак тическая мобильность капитала действительно была высокой, та кого эффекта бы не наблюдалось, так как национальные сбереже ния могли идти на финансирование наиболее выгодных инвести ционных проектов по всему миру. Поскольку такой результат про тиворечил наблюдениям, говорящим о высокой мобильности капи тала, по крайней мере, в развитых странах, сразу же появилась критика исследования. В частности, утверждалось, что существуют факторы, влияющие одновременно и на норму инвестиций, и на норму сбережений. Тем не менее ни одно из направлений критики не позволило полностью объяснить эффект Фельдштайна– Хориоки. Поэтому интересно проверить, насколько он справедлив и для Российской Федерации.

Для этого оценивалась модель, в целом аналогичная8 использо ванной в работе Фельдштайна и Хориоки (в уравнение добавлен член скользящего среднего 5 го порядка для устранения автокор реляции остатков):

IRATEt = a0 + a1 SRATEt + a2 t -5 + t. (5) (Feldstein M., Horioka C., 1980).

Заметим, что в исследовании Фельдштайна и Хориоки использовалась простран ственная выборка по странам. Но так как нас интересует ситуация в одной стране на определенном временном промежутке, мы используем временные ряды.

В модели (5) используются следующие обозначения:

IRATEt - норма инвестирования в основной капитал в период t (% ВВП за период t );

SRATEt - норма сбережений9 в период t (% ВВП за период t ).

Таблица Результаты оценки уравнения для эффекта Фельдштайна–Хориоки Эндогенная переменная Норма инвестиций Период оценивания 1995:2 2004:Количество наблюдений Коэффициент Probability Свободный член –0,Норма сбережений 0,103 0,Член скользящего среднего 5 го порядка 0,92 0,Adjusted R 0,DW statistics 1,F statistics (probability) 0,Как видно из табл. 2 и рис. 32, норма инвестиций в РФ слабо за висит от нормы сбережений. Так, согласно результатам работы Фельдштайна–Хориоки, увеличение нормы сбережений на 1 п.п.

ВВП вызывало рост нормы инвестиций не менее чем на 0,6 п.п.

ВВП. В нашем же случае эта величина не превосходит 0,11 п.п.

ВВП. Таким образом, в РФ норма инвестиций не сильно зависит от национальной нормы сбережений. В соответствии с логикой Фельдштайна и Хориоки это означает, что в формировании нацио нальных инвестиций большую роль играют инвестиции из за гра ницы (либо национальные инвестиции за границу). Следовательно, можно выдвинуть гипотезу о том, что в нашей стране потоки капи тала должны оказывать значительное влияние на реальные эконо мические процессы.

К сожалению, для РФ отсутствует адекватная статистика национальных сбереже ний, поэтому в качестве аппроксимирующего показателя использовались депозиты в национальной и иностранной валюте (по данным Банка России) в сумме с госу дарственными сбережениями (бюджетный профицит/дефицит).

0,0,0,0,0,0,0,0,00 0,20 0,40 0,60 0,80 1,Норма сбережений Рис. 32. Нормы сбережений и инвестиций в РФ во II квартале 1995 г. - IV квартале 2004 г.

Однако из рис. 32 можно заметить, что на анализируемом вре менном промежутке национальная норма сбережений превосхо дила норму инвестиций. Иными словами, для инвестирования не использовались все те средства, которые доступны на отечествен ном рынке капитала. В таких условиях привлечение иностранных инвестиций оправдано лишь в случае невозможности мобилизации внутренних ресурсов.

В то же время сразу же стоит оговориться, что мы аппроксими ровали национальные сбережения депозитами в национальной и иностранной валюте. Естественно, такое приближение является весьма условным. Не слишком точна и статистика платежного ба ланса страны. По этой причине альтернативным объяснением по лученного результата является плохое качество используемых ста тистических данных. Какое из объяснений является верным, пока жет в дальнейшем анализ взаимодействия потоков капитала и ос новных макроэкономических показателей.

Норма инвестиций 3.2.2. Анализ зависимости потоков капитала от макроэко номических показателей Прямые иностранные инвестиции в РФ Прямые иностранные инвестиции теоретически представляют собой один из важнейших для экономики любой страны компонен тов иностранных инвестиций. К сожалению, как мы отмечали, их приток в нашу страну находится на чрезвычайно низком уровне.

Предполагается, что увеличение цен на нефть должно приво дить к увеличению притока прямых иностранных инвестиций в на шу страну, так как привлекательность проектов в топливно энергетическом комплексе растет в силу расширения доходов и повышения рентабельности компаний. Кроме того, мы полагаем, что рост реального эффективного курса рубля должен приводить к снижению притока прямых иностранных инвестиций в РФ из за того, что стоимость отечественных активов для иностранных инве сторов растет. Отметим, что здесь и далее по тексту из за неста ционарности многих рядов макроэкономических показателей мы перешли от их уровней к темпам прироста.

В модель также было добавлено лагированное значение эндо генной переменной (как это сделано и в аналогичных исследова ниях10), так как иностранные инвестиции представляют собой, как правило, некоторый инерционный процесс. Иными словами, их рост в прошлом периоде с большой вероятностью продолжится и в текущем периоде, а их снижение в прошлом периоде, скорее все го, также будет происходить и в текущем периоде.

При добавлении в модель члена скользящего среднего 2 го по рядка с целью устранения автокорреляции остатков имеем сле дующее уравнение:

FDIRF= a0 +a1 FDIRF-2 +a2 DREERt+ t t. (6) +a3 DOILt+a4 t-2 +t В данном уравнении использованы следующие переменные:

См., например: (Claessens, Oks, Polastri, 1998) и (Garibaldi, Mora, Sahay, Zettel meyer, 2001).

FDIRFt - прямые инвестиции в РФ за квартал t (% ВВП );

DREERt - темп прироста реального эффективного курса руб ля за квартал t (%);

DOILt - темп прироста цены на нефть марки «Брент» за квар тал t (%).

Таблица Результаты оценки уравнения для прямых иностранных инвестиций в РФ Эндогенная переменная Прямые инвестиции в РФ Период оценивания 1995:4–2004:Количество наблюдений Коэффициент Probability Свободный член –0,Прямые инвестиции в РФ с лагом 2 кварта 0,3939 0,ла Темп прироста реального эффективного –0,0515 0,курса рубля Темп прироста цены нефти марки «Брент» 0,023 0,Член скользящего среднего 2 го порядка –0,9507 0,Adjusted R 0,LM statistics (probability) 0,F statistics (probability) 0,Как видно из табл. 3, оцененные коэффициенты являются ста тистически значимыми, и гипотезы об отсутствии влияния реаль ного эффективного курса рубля и цены на нефть на прямые ино странные инвестиции в РФ отвергаются. Так, модель говорит о том, что увеличение темпов прироста реального эффективного курса рубля на 1 п.п. ВВП приводит к сокращению прямых инве стиций в РФ на 0,052 п.п. ВВП. Кроме того, увеличение темпов прироста цен на нефть марки «Брент» на 1 п.п. вызывает расшире ние прямых иностранных инвестиций в РФ на 0,023 п.п. ВВП.

Прямые инвестиции из РФ за границу Прямые инвестиции из РФ за границу, как и прямые инвестиции в РФ, на протяжении анализируемого периода были довольно ма лы (см. раздел 2).

Мы выдвинули гипотезу о том, что увеличение цен на нефть должно способствовать оттоку прямых инвестиций из РФ за грани цу, так как у компаний могут появиться дополнительные средства, определенную часть которых они могут инвестировать за рубежом.

Кроме того, предполагаем, что повышение реального эффективно го курса национальной валюты вызывает отток прямых инвестиций за границу из за того, что иностранные активы становятся для оте чественных компаний дешевле. Для проверки данных гипотез были построены две эконометрические модели, так как проверить обе гипотезы в рамках одной модели не удалось. Как и ранее, из за нестационарности рядов при оценке модели мы перешли к темпам прироста (коинтеграции выявлено не было).

В первую модель, помимо цен на нефть марки «Брент», были добавлены переменная, равная бюджетному профициту (дефици ту), а также лагированная эндогенная переменная и член скользя щего среднего 1 го порядка для устранения автокорреляции ос татков. Предполагается, что рост профицита бюджета вызывает сокращение прямых инвестиций за границу, так как увеличение профицита может отражать улучшение ситуации внутри страны;

т.е. национальным компаниям становится выгоднее осуществлять инвестиции в РФ, а не за границей.

FDIABRt = a0 + a1 FDIABRt -1 + a2 BDt +. (7.1) + a3 DOILt + a4 t -1 + t В уравнении (7.1) используются следующие обозначения пере менных:

FDIABRt - прямые инвестиции из РФ за границу за квартал t (% ВВП);

BDt - бюджетный профицит (дефицит) в квартале t (% ВВП);

DOILt - темп прироста цен на нефть марки «Брент» за квартал t.

Таблица 4.Результаты оценки первого уравнения для прямых иностранных инвестиций за границу Эндогенная переменная Прямые инвестиции за границу Период оценивания 1995:3–2004:Количество наблюдений Коэффициент Probability Свободный член –0,Прямые инвестиции за границу с лагом 0,6011 0,квартал Профицит (дефицит) бюджета –0,0334 0,Темп прироста цены нефти марки «Брент» 0,0095 0,Член скользящего среднего 1 го порядка –0,9972 0,Adjusted R 0,LM statistics (probability) 0,F statistics (probability) 0,Все коэффициенты данной модели являются статистически значимыми. Как мы и ожидали, прямые инвестиции за границу по ложительно зависят от цены на нефть: увеличение темпов прирос та цены на нефть на 1 п.п. вызывает расширение прямых инвести ций за границу на 0,01 п.п. ВВП.

В данной модели также использовался такой значимый фактор, как профицит (дефицит) федерального бюджета. При этом рост профицита бюджета на 1 п.п. ведет к сокращению прямых инве стиций за границу на 0,03 п.п. ВВП, так как повышается привлека тельность вложений внутри страны.

Рассмотрим вторую модель, в которую добавлены переменные, отражающие темп роста в странах ОЭСР (улучшение экономиче ской ситуации за границей предположительно должно вести к рос ту прямых инвестиций за границу), а также национальные сбере жения в виде депозитов (рост национальных сбережений увеличи вает объем доступных для инвестиций средств в экономике):

FDIABR = a0 + a1 FDIABR-1 + a2 OECD + a3 SAVt + t t t (7.2) + a4 DREER + a5 t-5 +t t В модели (7.2) используются следующие обозначения:

FDIABRt - прямые инвестиции из РФ за границу за квартал t (% ВВП);

OECDt - темп роста физического объема ВВП в странах ОЭСР (в среднем) за квартал t (%);

SAVt - темп прироста сбережений в виде депозитов в нацио нальной валюте за квартал t (%);

DREERt - темп прироста реального эффективного курса рубля за квартал t (%).

Таблица 4.Результаты оценки второго уравнения для прямых иностранных инвестиций за границу Эндогенная переменная Прямые инвестиции за границу Период оценивания 1995:3–2004:Количество наблюдений Коэффициент Probability Свободный член 0,Прямые инвестиции за границу с лагом –0,4243 0,квартал Темп роста ВВП в странах ОЭСР 0,8843 0,Темп роста сбережений в виде депозитов в 0,0283 0,национальной валюте Темп прироста реального эффективного 0,0176 0,курса рубля Член скользящего среднего 5 го порядка –0,8677 0,Adjusted R 0,LM statistics (probability) 0,F statistics (probability) 0, Как мы отмечали ранее, при оценке данного уравнения возможно появление эн догенности объясняющей переменной, от которого мы абстрагируемся.

Как и в модели (7.1), все коэффициенты являются статистиче ски значимыми. Гипотеза об отсутствии связи между прямыми ин вестициями за границу и реальным курсом рубля отвергается: уве личение темпов прироста реального курса рубля на 1 п.п. приводит к росту прямых инвестиций за границу на 0,02 п.п. ВВП.

Pages:     | 1 |   ...   | 4 | 5 || 7 | 8 |   ...   | 11 |



© 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.