WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 5 | 6 |   ...   | 18 |

В результате большая часть всех протестированных моделей была отклонена. Из оставшихся моделей большинство включали лаговые значения объясняемой переменной. Наилучшие результа ты были получены при оценке уравнений спроса на импорт в фор ме (3) и (4). Включение дополнительных фиктивных переменных в некоторые модели позволило объяснить значимые структурные сдвиги в оценках для Канады, Германии и Великобритании. Общий вывод данной работы заключается в том, что нельзя заранее вы брать универсальную модель для оценки уравнения спроса на им порт. Отличия спроса на импорт в разных странах объясняются фундаментальными факторами, характерными для каждой страны, а не просто различиями в значениях эластичностей импорта по це не и доходу.

Оценки спроса на импорт для различных стран. В работе (Senhadji, 1997) проведены оценки эластичности импорта по цене и доходу для 77 стран, учитывается нестационарность объясняе мых и объясняющих переменных, оцениваются коинтеграционные соотношения. В данном исследовании построена модель, описы вающая проблему выбора для репрезентативного потребителя.

Максимизационная задача репрезентативного потребителя выгля дит следующим образом:

-t Max E0 ) u(Dt, Mt ) (11) (1+ {dt,mt}t =0 t=при ограничениях:

Таким образом сделана попытка учесть последствия краха Бреттон–Вудской сис темы в конце 1971 г. и увеличения мировых цен на нефть в 1973 г.

Bt+1 = (1+ r)Bt + (Et - Dt )- PtMt, Et = (1- )E* + Et-1 + t, t ~(0, ), (12) BT +lim = 0, T T (1+ r).

где u(., ) – функция полезности; Dt и Mt – потребление товаров отечественного производства и импортных товаров соответствен но; – дисконтирующий множитель; r – мировая процентная ставка; Bt – зарубежные активы; Pt – относительная цена импорта (реальный обменный курс); Et – случайная переменная, опреде ляемая процессом AR(1) со средним E* и дисперсией 2 /(1- 2), где – дисперсия шоков, а характеризует чувст вительность к шокам.

Решение задачи сводится к следующим условиям первого по рядка:

utD = t, utM = t Pt, (13) -t = (1+ ) (1+ r)Ett +1, где t – множитель Лагранжа при ограничении на уравнении дви жения капитала (из (13) видно, что t равна предельной полезности от потребления домашнего товара).

Аналогично работам (Clarida, 1994; Clarida, 1996; Ogaki, 1992) в работе (Senhadji, 1997) предполагается, что функция полезности репрезентативного потребителя имеет следующий вид:

-1- -u(dt, mt ) = Atdt1- (1-) + Btmt (1- ), (14) 0 A,t 0 B,t At = ea +, Bt = eb +, > 0, > 0, где At и Bt – экспоненциальные стационарные случайные шоки предпочтений. Подставляя уравнение (14) в уравнения (13) и пре образуя полученное выражение, получаем уравнение спроса на импорт:

mt = c - pt + ln(GDPt - Xt )+, (15) t где Xt – экспорт товаров, прописными символами обозначены переменные в логарифмах.

В работе (Senhadji, 1997) предполагается, что фактический им порт лишь частично корректируется при отклонении спроса на им порт от фактического объема импорта в предыдущий момент вре мени:

mta = [mt - mta ], где < 1, (16) -где mt – спрос на импорт, mta – фактические объемы импорта в -предыдущий момент времени. Если близка к единице, то факти ческий импорт быстро изменяется при изменении спроса на им порт.

Подставляя уравнение (15) в уравнение (16), получаем:

mta = 0 +1mta +2 pt +3 ln(GDPt - Xt ) + (17) -1 t В результате эконометрических оценок в работе (Senhadji, 1997) было получено, что наиболее распространена ситуация, при которой все три ряда – импорт, отношение цен и внутренний доход (валовой внутренний продукт за вычетом экспорта) – стационарны в первых разностях, причем эти ряды являются коинтегрирован ными. В частности, гипотеза о наличии коинтеграционного соот ношения для всех трех переменных не была отвергнута для 60 из 77 стран. Для 17 стран коинтегрированными оказались только 2 из 3 переменных.

Согласно полученным в работе оценкам, краткосрочные эла стичности по цене находятся в пределах от –0,01 (Алжир) до –0,(Малави) при среднем (по всем странам) значении –0,26. Долго срочная ценовая эластичность находится в пределах от –0,02 (Чи ли) до –6,74 (Бенин) при среднем значении –1,08. Краткосрочная эластичность импорта по доходу колеблется от 0 (Заир) до 1,(Гаити) при среднем значении 0,45. Долгосрочная эластичность по доходу находится в пределах от 0,03 (Заир) до 5,48 (Уругвай) при среднем значении 1,45. Общий вывод соответствует выводам из теоретических моделей и состоит в том, что в развитых странах эластичность импорта по доходу выше, чем в развивающихся, а эластичность импорта по цене, наоборот, в развитых странах ниже, чем в развивающихся.

В работе (Deyak, 1988) сделана попытка оценить эластичности дезагрегированного импорта на американских данных по 5 катего риям товаров. В результате оценок из 9 возможных форм специ фикации9 была выбрана логарифмическая модель, где в качестве объясняющих помимо обычных переменных (показателя относи тельных цен на импорт и показателя реального ВВП) были исполь зованы квартальные фиктивные переменные и лаговые значения импорта. Оцененная эластичность по доходу получилась выше, чем в предыдущих исследованиях импорта США (на агрегированном уровне – 0,8), эластичность по цене – ниже (соответственно, – 0,1).

Структурные изменения в данном исследовании отслеживались с помощью CUSUM, CUSUMSQ тестов и теста логарифма отноше ния максимального правдоподобия. В результате были сделаны выводы об изменении долгосрочных и краткосрочных эластично стей во времени (со временем произошли снижение ценовых эла стичностей импорта и рост эластичностей по доходу).

В работе (Wilkinson, 1992) оценивалось уравнение спроса на импорт в Австралии и, в частности, оценивались регрессии лога рифма импорта на логарифмы относительных цен импортируемых товаров (индекс цен импорта к индексу потребительских цен), экс портируемых и неторгуемых товаров, реального дохода и объема основных фондов (production capacity) в форме модели коррекции ошибки. Для оценки краткосрочной зависимости были использо ваны оценки коэффициентов перед разностями объясняющих пе ременных. В качестве долгосрочного равновесия рассматривалось Ранее аналогичные модели были оценены в работе (Thursby J., Thursby M., 1984).

Все модели используют в качестве зависимых переменных ВВП, цены на торгуемые и неторгуемые товары и аналогичные показатели.

коинтеграционное соотношение. В результате не обнаружено зна чительной разницы между оценками краткосрочных и долгосроч ных эластичностей импорта по доходу. Оценки эластичности по доходу получились довольно высокими (1,94), хотя по теории они не должны значительно отличаться от единицы.

В своей работе (Bullock, 1994) упростил уравнение: в качестве объясняющих переменных в нем остались только показатель эко номической активности и показатель относительных цен, и сделал оценки уравнений спроса на импорт по четырем товарным груп пам. Также в своей работе он попытался учесть снижение торговых барьеров, в результате чего по каждой товарной группе эластич ность импорта по доходу уменьшилась до значений, статистически неотличимых от 1.

Работа (Chang, 1945–46) посвящена качественному анализу и международным сопоставлениям импорта для более чем 30 стран.

Помимо анализа товарной структуры импорта и выделения специ альных групп стран (страны, в которых доминирует промышленное производство или сельское хозяйство, страны, добывающие сы рье, и т.п.) в работе приведены оценки эластичностей спроса по доходу и ценам в простой логарифмической модели спроса на им порт. При этом отмечается, что при среднем значении для всех стран, равном 1,50, эластичность спроса по доходу для отдельных групп стран меняется достаточно сильно. Она, как правило, ниже среднего значения для промышленно развитых стран (0,94–1,46) и выше – для экономик, в которых преобладает сельское хозяйство (1,70–5,36). Эластичности спроса на импорт по относительной це не импортных товаров меняются довольно сильно, варьируют для различных групп, среднее значение составляет около –0,56.

Оценки спроса на импорт для США на квартальных данных за период 1961–1968 гг., проведенные в работе (Murray, Ginman, 1976), показали, что в случае использования в модели спроса на импорт только показателя относительных цен модель оказывается неправильно специфицированной, при этом использование от дельных показателей, характеризующих динамику цен на импорт ные товары и товары отечественного производства – заменители импорта, позволяет получить более точные оценки. Оцененная эластичность импорта по цене менялась от –0,71 до –1,05 в зави симости от спецификации, эластичность импорта по доходу оце нивалась значениями от 0,96 до 1,43.

В работе (De la Croix, Urbain, 1995) в модели спроса на импорт в дополнение к стандартным факторам – доходу и ценам на импорт ные товары – учитывается межвременное замещение и формиро вание привычек в спросе на импортные товары. При этом на осно вании результатов оценок спроса на импорт для Франции и США показано, что эластичность межвременного замещения в долго срочной перспективе для импортных товаров гораздо выше, чем аналогичный показатель для товаров отечественного производст ва. При этом также показано, что важным фактором, влияющим на динамику импорта, является формирование привычек потребле ния импортных товаров – при изменении относительных цен и дру гих макроэкономических факторов спрос на импорт в значитель ной степени определяется потреблением в предыдущие периоды.

Оценка уравнения спроса на совокупный импорт, приведенная в работе (Hooper, Johnson, Marques, 2000), показала следующие ре зультаты. В данном исследовании построена модель в виде систе мы одновременных уравнений в логарифмах, для оценки долго срочных эластичностей сделано дополнительное предположение о том, что оцениваемые коэффициенты постоянны. Для оценки крат косрочных эластичностей используется модель коррекции ошибок, которая оценивается с использованием процедуры Йохансена (в этом исследовании, как и во многих других, было обнаружено, что все три переменные в уравнении – импорт, относительные цены и доход – являются нестационарными коинтегрированными рядами первого порядка).

Импорт в работе (Hooper, Johnson, Marques, 2000) рассматри вается как функция реального дохода и относительных цен (отно шение цен импорта к дефлятору ВНП). Также рассматривается альтернативная спецификация модели, в которой в качестве отно сительных цен используется реальный эффективный обменный курс, рассчитываемый Международным валютным фондом. В ре зультате были получены значимые эластичности правильных зна ков почти для всех стран в долгосрочных соотношениях. Для крат косрочного уравнения коэффициенты при относительной цене бы ли оценены как незначимые. Также были проведены тесты на ста бильность эластичностей во времени на основе тестов Чоу и фильтра Кальмана, результаты которых указывают на стабильность коэффициентов.

В модель (Saygili, 1998) для исследования функции спроса на импорт в Турции в качестве объясняющих переменных включались показатель валового внутреннего продукта, реальный эффектив ный обменный курс, некоторые индикаторы конкурентоспособно сти. Модель оценивалась в форме модели коррекции ошибок с ис пользованием процедуры Йохансена. В результате было получено, что, как и предсказывает теория, долгосрочная эластичность по доходу близка к единице, что означает постоянство доли импорта в доходе. В краткосрочном периоде импорт оказался неэластичным по реальному обменному курсу.

В работе (Ghei, Pritchett, 2001) проводится сравнение эластич ностей спроса на импортные товары по ценам и доходу для разви тых и развивающихся стран. При этом отмечается, что результаты оценок эластичности спроса на импорт по цене, сделанные в раз личных исследованиях, довольно значительно отличаются друг от друга. Наибольшая средняя эластичность спроса на импорт по це не для развитых стран была получена в работе (Beenstock, Minford, 1976): –1,51. Наименьшую эластичность по цене получил (Senhadji, 1997): –0,64. В среднем по всем исследованиям эластичность спроса на импорт по цене в развитых странах равна –0,93 без учета полученных оценок эластичности с положительным знаком и –0,80 с учетом оценок с положительным знаком. Значительный разброс оценок объясняется использованием данных по разным странам за различные периоды времени и различиями в методике оцени вания.

Наибольшая средняя эластичность импорта по цене для развиваю щихся стран была получена в работе (Khan, 1974) и равняется –1,07.

Наименьшая эластичность по цене получена в работе (Reinhart, 1995): –0,51. В среднем по всем исследованиям эластичность спроса на импорт по цене в развивающихся странах равна –0,(см. табл. 1).

Таблица Ценовая эластичность спроса на импорт по относительной цене:

средние оценки для развивающихся стран Число стран Работа Средняя эластичность в выборке* Senhadji, 1997 –0,88 48 (0) Reinhart, 1995 –0,51 12 (1) Pritchett, 1988a –0,77 28 (4) Bahami Oskooee, 1986 –0,69 7 (0) Moran, 1986 –0,81 5 (1) Khan, 1974 –1,07 5 (1) Среднее –0,* В скобках в таблице приведено число стран, для которых результаты оценок эла стичности спроса на импорт по цене дали положительные значения (противореча щие базовой гипотезе о снижении спроса при росте относительных цен импортных товаров).

Источник: (Ghei, Pritchett, 2001).

Отдельной задачей является анализ времени реакции величины импорта на изменение цены. В работе (Goldstein, Khan, 1985) пока зано, что за первый год реализуется более 50% конечного измене ния импорта в ответ на изменение цены, при этом время реакции нестабильно и зависит от множества факторов. Более поздняя ра бота (Senhadji, 1997) показывает, что ценовая эластичность может быть близкой к нулю в краткосрочном периоде и достигать 90% долгосрочного значения на периоде более 5 лет.

Относительные цены импортных товаров при проведении эмпи рического анализа на макроэкономических данных часто заменя ются реальным обменным курсом. Соответственно, основной про веряемой гипотезой при этом является то, что при укреплении ре ального обменного курса национальной валюты спрос на импорт увеличивается. Результаты проверки данной гипотезы для разви вающихся стран весьма противоречивы. В работе (Kamin, 1988a) показано, что динамика реального обменного курса и динамика объемов импорта в среднем связаны довольно слабо. При этом отмечается, что ряды импорта и реального обменного курса в большинстве случаев не стационарны, а следовательно, экономет рические оценки с использованием данных показателей в уровнях некорректны (при анализе использовались данные по 30 разви вающимся странам).

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 5 | 6 |   ...   | 18 |



© 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.