WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 15 |

Коэффициент при ставке по межбанковскому кредиту значим и отрицателен (около –1,31). Этот вывод согласуется с теорией и говорит о том, что в случае роста процента агенты будут стремиться переводить часть своих наличных денег и средств на счетах до востребования в более доходные активы – например, срочные счета. Последние, являясь частью денежного агрегата М2, не входят в агрегат М1.

В Приложении H доступны результаты оценки этого уравнения спроса на деньги М1 на меньшей выборке: I квартал 1999 г. – IV квартал 2007 г. Эти результаты слабо отличаются от основных результатов по функции спроса на деньги М1 и свидетельствуют, скорее, об устойчивости модели.

Показателем качества модели спроса на деньги являются не только хорошие статистические свойства полученных оценок и интерпретируе1 Тест Бройша – Годфри предполагает, что оцениваемые остатки можно считать «нормальными». Результаты теста Жарке – Бера говорят о том, что гипотеза о «нормальности» остатков не может быть отвергнута (см. Приложение G, табл. 6).

ГЛАВА 3. МОДЕЛИРОВАНИЕ И АНАЛИЗ СПРОСА НА ДЕНЬГИ В РОССИЙСКОЙ ЭКОНОМИКЕ мость результатов, но и стабильность оцененного уравнения. Нашей первоочередной целью является не столько поиск функции спроса на деньги в России, сколько проверка стабильности такой функции.

Одним из возможных способов проверки функции на стабильность может быть тест Чоу (F-тест) на устойчивость коэффициентов модели.

Серединой исследуемого интервала1 является II квартал 2003 г.

Результаты теста Чоу (см. табл. 29) позволяют сделать вывод о том, что гипотеза о равенстве коэффициентов модели на рассматриваемых подпериодах не может быть отвергнута.

Таблица Результаты теста Чоу на устойчивость коэффициентов модели (8) Chow Breakpoint Test: 2003QF-statistic 1.89 Prob. F(13,7) 0.Стандартные тесты на стабильность модели – такие, как Recursive residuals, CUSUM, CUSUMSQ, Recursive coefficients – также не позволяют нам отвергнуть гипотезу об устойчивости оцененной функции спроса на денежный агрегат М1. (Подробнее см. Приложение G, рис. 1–4.) Таким образом, мы приходим к выводу о том, что оцененную нами функцию спроса на деньги m1 можно считать стабильной.

Оценка спроса на денежный агрегат МСледуя процедуре DOLS, мы оцениваем уравнение вида (шаг 1):

m2t = c(1) + c(2)d1 + c(3)d2 + c(4)d3 + c(5) pt + c(6)gdpt + t (см. Приложение I, табл. 1).

Результаты оценки представлены на рис. 15.

Само оцененное уравнение имеет вид:

.

(0.36) (0.1) (0.07) (0.06) (0.42) (0.66) В скобках указаны стандартные ошибки.

Проверим остатки уравнения на стационарность.

Результаты теста Дики – Фуллера и Филипса – Перрона (см. табл. 30) позволяют сделать вывод о том, что гипотеза о наличии в ряде остатков модели единичного корня не может быть отвергнута, т.е. данными не отвергается гипотеза о нестационарности.

1 После корректировки выборка сводится к периоду со II квартала 1999 г. по II квартал 2007 г. Таким образом, серединой интервала является точка II квартала 2003 г.

§6. ОЦЕНКА МОДЕЛИ СПРОСА НА ДЕНЬГИ Рис. 15. Результаты оценки уравнения спроса на деньги m2 методом OLS Таблица Результаты проверки остатков модели на стационарностьЗначение Критическое значение при уровне Стационарность в уровнях статистики значимости 0,Augmented Dickey – Fuller -2.35 -3.Phillips – Perron -3.83 -3.Далее строятся кросс-коррелограммы следующих рядов:

1.

и : откуда делается вывод о числе запаздывающих и опережающих приращений =4 (см. Приложение I, табл. 2).

2.

и : откуда делается вывод о числе запаздывающих и опережающих приращений (нет ни одного значимого приращения) (см. Приложение I, табл. 3).

Из-за малого числа наблюдений не представляется возможным взять максимальное К по всем переменным, так как это значительно снизит качество оценок. Поэтому (как и в случае с оценкой спроса на деньги m1) при оценке мы будем использовать фактически значимые запаздывающие и опережающие приращения.

Далее оценивается модель с включенными запаздываниями и опережениями – уравнение (9) (см. Приложение I, табл. 4):

1 Еще раз напомним, что критические значения этой статистики являются некритическими значениями статистики Дики–Фуллера, а критическими значениями статистики МакКиннона (Davidson, MacKinnon (1993) ГЛАВА 3. МОДЕЛИРОВАНИЕ И АНАЛИЗ СПРОСА НА ДЕНЬГИ В РОССИЙСКОЙ ЭКОНОМИКЕ M2 = -3.85+0.26*D1+0.13*D2–0.24*D3+1.43*P+3.11*GDP. (9) (0.34) (0.09) (0.07) (0.05) (0.37) (0.60) В скобках указаны стандартные ошибки.

Отметим, что коэффициент при ценах (р) согласно тесту Вальда значимо не отличается от единицы (см. табл. 31).

Таблица Результаты проверки коэффициента с(5) на равенство единице тестом Вальда Wald Test: H0: с(5)=Test Statistic Value df Probability F-statistic 1.34 (1, 22) 0.Таким образом, оценку спроса на реальные деньги M2 можно проводить путем оценки спроса на номинальные деньги.

Полученные коэффициенты при ценах и реальном ВВП имеют ожидаемые знаки и значимы.

Несмотря на то что часть технических переменных статистически незначима, наблюдается совместная значимость приращений (см. табл. 32) (т.е. отвергается гипотеза о совместной незначимости приращений).

Таблица Результаты проверки совместной значимости технических переменных тестом Вальда Wald Test: H0: c(i)=…=c(j)=Equation: EQTest Statistic Value df Probability F-statistic 6.81 (5, 22) 0.Значение статистики Дарбина – Уотсона равно 1.57. При этом результат теста Бройша – Годфри1 (см. табл. 33) на 5%-м уровне значимости не позволяет нам отвергнуть гипотезу о том, что в остатках модели отсутствует автокорреляция.

Таблица Результаты проверки автокорреляции остатков модели тестом Бройша – Годфри Breusch – Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 3.10 Prob. F(3,19) 0.1 Доверять результатам теста Бройша – Годфри можно в случае, если оцениваемые остатки можно считать «нормальными». Результаты теста Жарке – Бера говорят в пользу не отвержения гипотезы о «нормальности» остатков (см. Приложение E, табл. 5).

§6. ОЦЕНКА МОДЕЛИ СПРОСА НА ДЕНЬГИ Гипотеза о том, что остатки оцененной модели являются белым шумом, также не может быть отвергнута (Q-статистика коррелограммы ряда) (см. Приложение I, табл. 6), что является свидетельством того, что данную модель в первом приближении можно считать адекватной.

Основываясь на вышеприведенных расчетах, мы приходим к выводам, что спрос на реальные деньги типа М2 зависит от реального ВВП и сезонной составляющей. Заметим, что в случае как спроса на деньги М1, так и спроса на деньги М2 спрос на деньги в III квартале в среднем ниже, чем в другое время. Это снижение может быть объяснено более низкой экономической активностью, поскольку в этот период отсутствуют расходы, связанные с праздниками (как в IV квартале), нет премиальных и бонусных выплат (как во II и IV кварталах), отсутствуют массовые отпускные расходы (как во II квартале), значительно ниже налоговые выплаты (по сравнению с I кварталом).

Полученная нами эластичность спроса на деньги М2 по ВВП крайне велика (около 3.11) по сравнению с результатами по развитым странам.

На наш взгляд, объяснением этому факту, как и в случае со спросом на денежный агрегат М11, служит процесс монетизации экономики, происходивший в России в рассматриваемый период. На протяжении всего этого периода доля денег в ВВП устойчиво росла (см. рис. 16–17).

Нами не были получены аргументы в пользу того, что ставка процента влияет на спрос на деньги М2. Это может быть объяснено тем, что перераспределение между активами в случае роста процента происходит Рис. 16. Отношение денежных агрегатов М0, М1 и М2 (трлн руб.) к ВВП (трлн руб.) в период с 1999 по 2008 г.

1 (Stock, Watson, 1993), (Hoffman, Rasche, Tieslau, 1995).

ГЛАВА 3. МОДЕЛИРОВАНИЕ И АНАЛИЗ СПРОСА НА ДЕНЬГИ В РОССИЙСКОЙ ЭКОНОМИКЕ Рис. 17. Отношение денежного агрегата М2 (трлн руб.) к ВВП (трлн руб.) в период с 1995 по 2008 г.

внутри денежного агрегата, поскольку срочные/сберегательные счета являются составной частью М2.

В Приложении J доступны результаты оценки этого уравнения спроса на деньги m2 на меньшей выборке: I квартал 1999 г. – IV квартал 2007 г.

Эти результаты слабо отличаются от основных результатов по функции спроса на деньги М2 и свидетельствуют в пользу устойчивости модели.

Перейдем к проверке оцененной функции спроса на деньги М2 на стабильность.

Прежде всего проведем тест Чоу (F-тест) на равенство коэффициентов модели. Серединой исследуемого интервала1 является II квартал 2003 г.

Результаты теста Чоу (см. табл. 34) позволяют сделать вывод о том, что гипотеза об устойчивости коэффициентов должна быть отвергнута.

Таблица Результаты теста Чоу на устойчивость коэффициентов модели (9) Chow Breakpoint Test: 2003QF-statistic 3.97 Prob. F(11,11) 0.Стандартные тесты на стабильность модели – такие, как Recursive residuals, CUSUM, CUSUMSQ, Recursive coefficients – также свидетельствуют, скорее, о неустойчивости оцененной функции спроса на денежный агрегат m2; оценки соответствующих коэффициентов модели де1 После корректировки (добавления технических переменных) выборка сводится к периоду со II квартала 1999 г. по II квартал 2007 г. Таким образом, серединой интервала является точка II квартала 2003 г.

§6. ОЦЕНКА МОДЕЛИ СПРОСА НА ДЕНЬГИ монстрируют нестабильность на протяжении рассматриваемого периода.

(Подробнее см. Приложение I, рис. 1–4.) Таким образом, мы приходим к выводу о том, что из двух оцененных нами уравнений спроса на денежные агрегаты лишь спрос на деньги Мможно считать стабильным, в то время как спрос на денежный агрегат М2 является, скорее, нестабильным. И тем не менее существование стабильной функции спроса на деньги типа М1 свидетельствует о том, что данный денежный агрегат может быть использован в качестве промежуточной цели при проведении денежно-кредитной политики.

Оцененное уравнение спроса на реальные деньги типа М1 зависит от реального ВВП, ставки МБК и сезонной составляющей. Полученная нами эластичность спроса на деньги по доходу крайне велика (около 3.15).

Это объясняется ростом монетизации экономики в 2000-х годах. Можно предположить, что на исследуемом периоде Россия находилась на некотором тренде, отчасти объясняющем рост денежной массы в стране.

Коэффициент при ставке по межбанковскому кредиту значим и отрицателен. Этот вывод согласуется с теорией и говорит о том, что в случае роста процента агенты будут стремиться переводить часть своих наиболее ликвидных средств в более доходные активы.

По результатам исследования мы приходим к выводу, что спрос на реальные деньги типа М2 зависит от реального ВВП и сезонной составляющей. Полученная нами эластичность спроса на деньги М2 по ВВП также крайне велика (около 3.11). Нами не были получены свидетельства в пользу того, что процентная ставка влияет на спрос на деньги М2. Это объясняется тем, что перераспределение между активами в случае роста процента происходит внутри денежного агрегата, поскольку срочные/ сберегательные счета являются составной частью М2.

Глава 4. Моделирование динамики инфляции в российской экономике § 1. Введение В предыдущих главах работы мы проанализировали спрос на деньги в России и получили ряд важных результатов. В то же время для исследователя, занимающегося практическими проблемами функционирования экономики, интерес зачастую вызывают факторы, определяющие динамику не денежных агрегатов, а инфляции. Задачей, решаемой в данной главе, является определение закономерностей инфляционных процессов в российской экономике. Здесь анализируются причины и характер динамики потребительских цен в экономике России за период с января 1999 г.

по июль 2008 г. на основе ежемесячных наблюдений. Более высокая (по сравнению с предыдущими главами) периодичность данных используется для получения оценок инфляции на ежемесячной основе. Динамика цен моделируется исходя из денежной теории ценообразования, т.е. из предположения о ключевом влиянии денежных агрегатов на инфляционные процессы. Основной причиной выбора данного подхода к анализу инфляции в экономике России является достаточно высокий средний уровень темпов роста цен за рассматриваемый период (1,23% в месяц, т.е. около 15% в год). При таких средних темпах инфляции на коротком периоде времени (менее 10 лет) влияние предложения денег на рост цен, скорее всего, превышает влияние других факторов. Базовое уравнение спроса на деньги, используемое для оценки эконометрической модели, имеет вид:

, (10) §1. ВВЕДЕНИЕ где MD – объем денег в экономике (денежный агрегат); P – уровень цен; Y –показатель уровня экономической активности; i – альтернативная стоимость хранения денег.

Напомним, что в модели спроса на деньги, оцененной на квартальных данных, в качестве показателя альтернативной стоимости хранения денег используется средневзвешенная процентная ставка на рынке межбанковского кредитования. Однако при построении модели инфляции данный фактор инфляции оказался незначимым. В то же время в уравнение инфляции мы добавили темп прироста номинального обменного курса рубля к доллару, который стал значимым фактором инфляции в РФ.

Для объяснения данного результата заметим, что моделирование инфляции само по себе представляет процесс, до известной степени независимый от моделирования спроса на деньги. В предыдущей главе мы писали о том, что на спрос на деньги на месячных данных1 влияют не только стандартные показатели, но и множество других факторов. В целом оцениваемые модель спроса на деньги и модель инфляции – это две разные модели, отличающиеся используемыми данными. Так, для оценки спроса на деньги в качестве показателя экономической активности был выбран ВВП, для инфляции – индекс выпуска базовых отраслей экономики и т.д. Поэтому сравнивать результаты, полученные при оценке двух уравнений, следует с большой осторожностью.

Отметим также, что между рядами процентной ставки на рынке МБК и изменением номинального курса существует высокая корреляция. По этой причине использование обоих показателей в одном уравнении осложняется проблемой коллинеарности, которая особенно актуальна в нашем случае из-за «малости» квартальной выборки. Дополнительные сложности для исследования создает тот факт, что на анализируемом промежутке времени реальная ставка процента находилась в области отрицательных значений, а обменный курс рубля фактически был квазификсированным (т.е. поддерживался ЦБ РФ в рамках неявно заданного коридора).

Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 15 |



© 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.