WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 26 |

При оценке расширенной модели по пулу выводы минимальной модели сохраняются. Кроме того полученные статистические результаты не противоречат сформулированной выше гипотезе (табл. 3.3).

У стран с общей границей и (с несколько меньшим эффектом) с общим языком, при прочих равных, институциональные различия ниже, чем у стран, не имеющих ни общей границы, ни общего языка.

Так, дамми для общей границы и языка имеют отрицательные коэффициенты, значимые на 1%-м уровне. Коэффициент при даммипеременной для границы (-0,260 – -0,315) в полтора раза больше по модулю, чем при дамми для языка (-0,164 – -0,213). Коэффициенты при переменных расстояния в пуле снизились практически до нуля и поменяли знак с положительного на отрицательный (-0,02 – -0,008 в зависимости от спецификации), что означает снижение важности фактора географических расстояний для объяснения институциональных расстояний после добавления в модель историкокультурных и экономических переменных31. Ещё одна причина может заключаться в сокращении числа наблюдений, влекущее ухудшение качества статистических оценок, что вызвано ограниченной доступностью данных по торговым переменным.

Наличие общей границы сокращает среднее институциональное расстояние примерно на 0,27 в четырёхкомпонентном случае и на 0,32 – в шестикомпонентном. Это довольно существенная величина при том, что средние за весь рассматриваемый период институциональные расстояния составляют 2,6 по 4-х компонентному индексу и 3,2 по 6-компонентному32.

Сокращение разрыва в уровнях душевого ВВП на 10% (что эквивалентно различиям в подушевых доходах, существующих сегодня В частности, в модели наблюдается мультиколлинеарность между фактором расстояния и вновь добавленными переменными.

Значения межстрановых институциональных расстояний изменяются от 0 до 10 в четырёхмерном и от 0 до 12,2 в шестимерном пространстве.

между Россией и такими странами как Хорватия и Латвия), сокращает среднее институциональное расстояние на 0,088 в четырёхкомпонентном случае и на 0,094 в шестикомпонентном.

Переменные, характеризующие особенности внешнеторговых отношений, также значимы на 1%-м уровне, и коэффициенты при них положительны (0,003 – 0,006), т.е. различия торговых показателей при прочих равных увеличивают институциональные различия.

Следовательно, развитие интенсивности торговли и сокращение ее сырьевой направленности происходит параллельно с изменением качества национальных институтов. Развитие торговли предполагает адаптацию местных правил ведения бизнеса к стандартам международной торговли, т.е. ускоряет институциональные заимствования и усиливает стимулы для сокращения институциональных различий со странами-партнерами.

Однако влияние торговых факторов заметно слабее по сравнению с культурно-историческими факторами. Сокращение различий в открытости экономик на 10 п.п. ВВП сопровождается сокращением среднего институционального расстояния между ними примерно на 0,02.

Структура экспорта также непосредственно связана с институциональным развитием. Сходство торговой структуры при прочих равных условиях сближает оценки качества институтов. Увеличение разницы в доле сырьевого экспорта между странами на 10 п.п. ВВП сопровождается ростом межстрановых институциональных различий на 0,03.

Также как и в минимальной модели, включение фиксированных эффектов не меняет значимости коэффициентов и содержательные выводы по модели.

При оценке расширенной модели по средним значениям (табл. 3.4) в целом получены результаты, не противоречащие предшествующим выводам. Знаки и значимость сохраняются, однако, коэффициент при переменной расстояния в модели с 6тикомпонентным индексом оценивается положительно, хотя и незначимо, на периодах 1996–2006 и 2002–2006 гг.

Схожие выводы можно сделать по результатам оценки расширенной модели по отдельным годам (Приложение 3). Значимость и знаки коэффициентов сохраняются, за исключением переменной расстояния, коэффициент при которой то меняет знак, то незначим на 10%-м уровне. Мы интерпретируем этот результат следующим образом: географические расстояния существенны не сами по себе, а влияют на институты через соответствующие историко-культурные и торговые различия. Поэтому первоначально наблюдаемый эффект расстояния исчезает с добавлением новых переменных. Дополнительным и, на наш взгляд, второстепенным фактором может являться вызванное добавлением этих новых переменных сокращение выборки.

Полная модель Рассмотрим результаты оценки полной модели (табл. 3.5 и 3.6), которая в дополнение к переменным из расширенной модели включает дамми-переменные для различных групп стран, охватывающих весь мир.

Как и в расширенной модели, отметим следующий результат – существенное сокращение в полной модели оценки коэффициента при переменной географического расстояния, так что она принимает отрицательные (иногда незначимые) значения. Следовательно, включение региональных переменных приводит к тому, что географическое расстояние между странами перестаёт быть существенным фактором институциональных различий, поскольку региональные переменные берут на себя существенную долю различий, связанных с географическими расстояниями.

Кроме того, коэффициент при отношении ВВП стран, оставаясь положительным, несколько снижается в первой спецификации (например, WGI4 A) до 0,907 по сравнению с 0,967 в минимальной и 0,928 в расширенной модели. Существенно уменьшаются значения коэффициентов и при введённых в расширенную модель даммипеременных для общей границы и общего языка: в расширенной модели –0,261 и –0,166, соответственно, в полной модели –0,146 и – 0,049 (табл. 3.3 и 3.5). Вновь добавленные региональные перемен ные полной модели положительно коррелированны с переменными языка, границы и расстояния и берут на себя часть объясняющей способности этих переменных.

Поскольку дополнительные региональные переменные несут мало информации о структуре торговли и относительной торговой открытости, коэффициенты при переменных доли сырья в экспорте и торговой открытости в полной и расширенной моделях имеют близкие значения.

Рассмотрим теперь непосредственно результаты для региональных переменных полной модели (табл. 3.5). Во всех спецификациях для дамми-переменных на принадлежность обеих стран i и j к данной группе оценки коэффициентов отрицательные – при прочих равных условиях, в странах одной географической зоны и/или экономической группы внутригрупповые институциональные различия меньше. Наибольший по абсолютной величине коэффициент получен для региона СНГ, который можно считать наиболее институционально однородным.

При этом для всех регионов, за исключением Восточной Азии, коэффициенты при групповых переменных для 6-ти компонентных расстояний больше по модулю, чем для 4-ти компонентных институциональных расстояний, что говорит в пользу большей политической внутригрупповой однородности стран. Для стран Восточной Азии это не выполняется из-за малого числа стран в группе, кроме того, для этого региона характерно значительное разнообразие политических режимов.

В целом, результаты оценки полной модели указывают на очень существенную роль региональных, кластерных факторов. Среднее значение коэффициента при региональных переменных составляет примерно -0,5/-0,6 (4-х- 6-тикомпонентная спецификация), т.е. общность региона сокращает среднее институциональное расстояние заметно больше эффектов, связанных с общей границей (-0,15/-0,19) и языком (-0,05/-0,09). Суммарный эффект этих трех факторов равен -0,7/-0,88.

Включение фиксированных эффектов, как и для минимальной и расширенной модели, принципиально не меняет результатов оценки.

При рассмотрении полной модели по средним данным за весь рассматриваемый период 1996–2006 гг. (табл. 3.6) выводы сохраняются, в т.ч. и по отрицательно оцениваемой переменной расстояний. При разбиении на 2 подпериода выясняется, что переменная расстояний оценивается с коэффициентом -01 на периоде 1996–гг. и с коэффициентом –0,063 на периоде 2002–2006 гг. Для некоторых регионов (MENA, SSA, CIS) коэффициенты при региональных дамми во втором периоде вырастают по абсолютной величине (оставаясь отрицательными по знаку). Это свидетельствует о том, что институциональная однородность этих регионов растет.

При оценке полной модели по годам выводы сохраняются (Приложение 3), однако для отдельных годов наблюдается незначимость коэффициента при переменной общего языка (1996 г.) или при переменной сырьевого экспорта33 (2004 г.).

Таблица 3.Результаты оценки минимальной модели. Пул WGI4_A WGI4_C WGI6_A WGI6_C 1 2 3 4 GDPc ratio 0,967*** 0,967*** 1,037*** 1,037*** (225,13) (225,15) (209,05) (209,01) dist weight 0,053*** 0,053*** 0,073*** 0,073*** (9,43) (9,47) (11,91) (11,94) d1998 -0,114*** -0,109*** (-5,75) (-4,93) d2000 -0,113*** -0,093*** (-5,64) (-4,18) d2002 -0,047** -9,80E-(-2,33) (-0,00) Узким местом в модели является переменная сырьевого экспорта, данные по которой по состоянию на первую половину 2008 г. имелись по ограниченному числу стран, причём не только по 2006 г., но и за предшествующие периоды, что и приводит к колебанию числа наблюдений в выборке. По той же причине не удалось оценить дамми-переменную на принадлежность обеих стран к выделенной нами группе «Южная Азия» по данным 2006 г.

Продолжение таблицы 3.1 2 3 4 d2003 -0,036* 0,(-1,76) (0,51) d2004 -0,042** -0,(-2,03) (-0,83) d2005 -0,066*** -0,040* (-3,21) (-1,78) d2006 -0,047** -0,(-2,21) (-0,13) _cons 0,597*** 0,654*** 0,916*** 0,946*** (12,78) (13,39) (17,75) (17,56) R2 0,417 0,418 0,404 0,R2_a 0,417 0,418 0,404 0,N 62286 62286 62026 F 27285,08 6068,73 23389,12 5207,P 0,0000 0,0000 0,0000 0,Примечание. В таблице приведены значения коэффициентов, под ними в скобках приведены значения t-статистики. Звёздочками обозначены уровни значимости: *– p-значение < 0.1, ** – p-значение < 0.05, *** – p-значение < 0.01.

WGI6 – в качестве зависимой переменной используется институциональный индекс из 6 компонент;

WGI4 – в качестве зависимой переменной используется институциональный индекс из 4 компонент;

GDPc ratio – логарифм отношения большего значения ВВП на душу населения к меньшему в парах стран i и j.

d1998 – d2006 – дамми-переменные для отдельных лет.

Расшифровка прочих использованных здесь и далее переменных приведена выше (см. формулу 3).

Таблица 3.Результаты оценки минимальной модели.

Средние по периодам значения Cредние значения за 1996–2006 гг. Cредние значения за 1996–2000 гг. Cредние значения за 2002–2006 гг.

WGI4_A WGI6_A WGI4_A WGI6_A WGI4_A WGI6_A GDPc GDPc GDPc ratio a 0,966*** 1,034*** ratio a 0,954*** 1,031*** ratio a 0,969*** 1,032*** (83,94) (77,88) (85,27) (78,23) (79,68) (74,16) dist dist dist weight 0,049*** 0,069*** weight 0,012 0,031* weight 0,066*** 0,086*** (3,27) (4,21) (0,82) (1,87) (4,25) (5,06) _cons 0,607*** 0,936*** _cons 0,940*** 1,248*** _cons 0,471*** 0,818*** (4,85) (6,78) (7,55) (8,94) (3,61) (5,71) R2 0,430 0,418 R2 0,432 0,419 R2 0,415 0,R2_a 0,430 0,417 R2_a 0,432 0,419 R2_a 0,414 0,N 8096 8058 N 7996 7961 N 8094 F 3778,32 3230,74 F 3825,32 3198,11 F 3440,50 2961,p 0,0000 0,0000 p 0,0000 0,0000 p 0,0000 0,Таблица 3.Результаты оценки расширенной модели. Пул WGI4_A WGI4_C WGI6_A WGI6_C 1 2 3 4 GDPc ratio 0,928*** 0,930*** 0,991*** 0,992*** (183,18) (182,95) (168,96) (168,62) dist weight -0,020*** -0,020*** -0,009 -0,(-2,92) (-2,83) (-1,18) (-1,06) common bord -0,261*** -0,260*** -0,315*** -0,315*** (-8,61) (-8,58) (-9,34) (-9,32) common lang -0,166*** -0,164*** -0,213*** -0,210*** (-10,88) (-10,74) (-12,54) (-12,42) trade open 0,002*** 0,002*** 0,002*** 0,002*** (21,48) (20,97) (19,49) (18,80) raw exp 0,003*** 0,003*** 0,006*** 0,006*** (12,69) (12,77) (22,51) (22,59) Продолжение таблицы 3.1 2 3 4 d1998 -0,108*** -0,100*** (-4,76) (-4,01) d2000 -0,146*** -0,130*** (-6,57) (-5,31) d2002 -0,034 0,(-1,51) (1,39) d2003 -0,035 0,044* (-1,53) (1,77) d2004 -0,017 0,(-0,72) (0,74) d2005 -0,019 0,(-0,81) (0,24) d2006 0,026 0,049* (0,96) (1,65) _cons 1,088*** 1,128*** 1,411*** 1,417*** (18,37) (18,34) (21,82) (21,12) R2 0,405 0,407 0,396 0,R2_a 0,405 0,406 0,396 0,N 44875 44875 44805 F 6374,75 2946,52 5354,46 2480,p 0,0000 0,0000 0,0000 0,Таблица 3.Результаты оценки расширенной модели.

Средние по периодам значения Cредние значения за 1996–2006 гг. Cредние значения за 1996–2000 гг. Cредние значения за 2002–2006 гг.

1 2 3 4 5 6 7 8 WGI4_A WGI6_A WGI4_A WGI6_A WGI4_A WGI6_A GDPc GDPc GDPc ratio a 0,917*** 0,978*** ratio a 0,908*** 0,975*** ratio a 0,945*** 1,012*** (76,43) (70,64) (74,79) (67,80) (74,29) (69,74) dist dist dist weight -0,009 0,002 weight -0,037** -0,028 weight -0,003 0,(-0,54) (0,11) (-2,14) (-1,45) (-0,15) (0,49) Продолжение таблицы 3.1 2 3 4 5 6 7 8 common common common bord -0,270*** -0,315*** bord -0,292*** -0,326*** bord -0,245*** -0,293*** (-3,74) (-4,00) (-4,09) (-4,12) (-3,06) (-3,28) common common common lang -0,150*** -0,209*** lang -0,149*** -0,193*** lang -0,139*** -0,199*** (-4,18) (-5,26) (-4,03) (-4,67) (-3,56) (-4,59) trade open trade open trade open a 0,003*** 0,002*** a 0,001** 0,001*** a 0,002*** 0,002*** (11,25) (10,14) (2,30) (2,68) (11,34) (9,97) raw exp a 0,003*** 0,005*** raw exp a 0,003*** 0,006*** raw exp a 0,003*** 0,006*** (4,53) (8,57) (5,89) (9,65) (5,18) (8,63) _cons 0,961*** 1,305*** _cons 1,263*** 1,573*** _cons 0,866*** 1,210*** (6,65) (8,29) (8,56) (9,68) (5,51) (7,09) r2 0,429 0,420 r2 0,424 0,413 r2 0,432 0,r2_a 0,428 0,419 r2_a 0,423 0,413 r2_a 0,431 0,N 7441 7405 N 7047 7047 N 6596 F 1172,57 982,20 F 1013,63 832,58 F 1136,65 967,p 0,0000 0,0000 p 0,0000 0,0000 p 0,0000 0,Таблица 3.Результаты оценки полной модели.

Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 26 |



© 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.