WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 43 |
48,1%

Латинская Америка, в среднем за1995–1997

25,4%

Юго-восточная Азия, в среднем за1970–1994

14,0%

Юго-восточная Азия, в среднем за1995–1997

40,0%

Россия, август 98

43,5%

Болгария, май 96

40,1%

Молдова, ноябрь 98

34,4%

Кыргызстан, май 96

33,6%

Кыргызстан, ноябрь 98

25,3%

Казахстан, март 99

21,5%

Кыргызстан, май 98

20,4%

Словакия, ноябрь 98

18,3%

Румыния, ноябрь 95

16,6%

Болгария, март 94

16,4%

Чехия, май 97

12,0%

Албания, март 99

11,5%

Хорватия, февраль 99

11,1%

Македония, июнь 97

10,8%

Хорватия, январь 97

10,2%

Словения, февраль 99

7,6%

Венгрия, июль 97

5,9%

Венгрия, март 95

4,9%

Армения, июль 99

4,8%

Польша, февраль 99

2,8%

Рассмотренные страны Восточной Европы и СНГ, всреднем за 1994–1997

17,6%

Видно, что валютные кризисы в странахбывшего СССР и Восточной Европы были слабее, чем в Латинской Америке в70–80-е годы и вЮго-Восточной Азии в 90-е годы. В то же время, сила кризиса в России инекоторых других странах была намного выше среднего значения. Страны, в которыхкризисы были особенно сильными, характеризуются, во-первых, относительномедленными экономическими реформами (Казахстан, Кыргызстан, Молдова, Россия,Украина) или попыткой их сворачивания (Болгария). Кроме того, в таких странахвалютный кризис обычно сопровождается падением фондового рынка и общим кризисомгосударственных финансов. В ряде стран катализатором кризиса служили непомерныеобъемы государственного долга (Молдова, Россия, Украина). В то же время впостсоветских республиках, где проводились активные экономическиепреобразования, валютные кризисы были либо очень слабыми, либо вообщеотсутствовали (Эстония, Латвия, Литва).

Для оценки теневого обменного курса ивероятности кризиса в России мы использовали макроэкономические данныеЦентрального банка РФ, Госкомстата РФ и информационных агентств. Модельоценивалась на месячных данных, при этом использовались следующие временныеряды:

  • реальный агрегированный доход: с сентября 1998 года официальнопубликуется только квартальная статистика по ВВП, поэтому для продолжениярасчетов на месячных данных за IV квартал 1998 года и 1999 год использовалиськвартальные данные с разбивкой по месяцам с использованием усредненной сезоннойструктуры предыдущих лет; источник – Госкомстат РФ;
  • фактический обменный курс доллара по отношению к рублю (рублей за1 доллар США) и верхняя граница установленного коридора; источник - ежемесячныеданные ЦБ РФ;
  • ожидаемый темп изменения обменного курса: для расчетов ожидаемыхизменений обменного курса использовались данные о фьючерсных контрактах напокупку валюты, при этом с точки зрения наилучших объясняющих свойств быливыбраны контракты на два месяца вперед с лагом в один месяц; источник– информационноеагентство Финмаркет;
  • индексы цен: индекс внутренних цен – индекс потребительских цен(декабрь 1997 года = 1, источник – Госкомстат РФ); мировой индекс цен – мировой индекс потребительскихцен (данные IMF Financial Statistics);
  • процентная ставка: внутренняя процентная ставка – средневзвешенная ставка поГКО-ОФЗ, с августа 1998 года – ставка по межбанковским кредитам (источник – информационное агентствоФинмаркет), внешняя процентная ставка – ставка по US Treasury Bills(источник - IMF Financial Statistics);
  • резервы национального банка – золотовалютные резервыЦентрального банка РФ11
  • ;

Основным уравнением модели являетсяуравнение спроса на деньги (12), которое по предположению модели записывается влогарифмической форме и оценивается в логарифмах.

Следует отметить, что рост процентнойставки в апреле-июне 1996 года, связанный с предстоящими президентскимивыборами не должен был привести к сильному уменьшению спроса на денежную базу,так как используемая средневзвешенная процентная ставка по ГКО-ОФЗ не отражалафактическую стоимость хранения денег, а определяла риск вложения вгосударственные ценные бумаги. Для того чтобы отмеченный резкий пик не искажалпроводимых оценок, была использована фиктивная переменная, линейно растущая втечение апреля, мая и июня 1996 года и равная нулю в остальные месяцы. Сначалаоценивалась парная линейная регрессия процентной ставки на введенную фиктивнуюпеременную, а затем из процентной ставки вычиталась объясненная фиктивнойпеременной часть.

, где (24)

Полученная переменная использовалась придальнейших оценках уравнения спроса на денежную базу и моделировании уравненияпроцентных ставок.

Рисунок 3.Реальная денежная база, реальный ВВП и процентная ставка в России в 1994-1998гг.

Перед проведением эконометрических оценокуравнения выполним тест на стационарность используемых рядов (логарифмареальной денежной базы, реального агрегированного дохода и процентной ставки),предполагаемый период для расчетов: январь 1994 – август 1998 гг. (56наблюдений):

Таблица 1.Результаты расширенного теста Дикки-Фуллера на единичный корень для переменных,входящих в уравнение спроса на денежную базу (после исключения незначимыхлагов).

ADF-статистика

Критический уровень(5%)

Гипотеза о наличииединичного корня

Логарифм реальнойденежной базы

-2,363

-2,915

неотвергается

перваяразность

-3,411

-2,915

отвергается

Логарифм реальногоагрегированного дохода

-2,744

-2,915

неотвергается

перваяразность

-4,613

-2,916

отвергается

Процентнаяставка

-1,874

-2,914

неотвергается

перваяразность

-5,577

-2,914

отвергается

Таким образом, для используемых рядов неотвергается гипотеза о нестационарности, что означает, что оценку уравненияспроса на денежную базу следует проводить в разностях или исследовать ряды накоинтеграцию.

Таблица 2.Результаты теста Йохансена на коинтеграцию логарифма реальной денежной базы,логарифма реального агрегированного дохода и процентной ставки.

ТестЙохансена на коинтеграцию

Отношениеправдоподобия

Критический уровень(1%)

Коинтеграционныесоотношения

Гипотеза

59,015

53,12

нет

отвергается

29,027

34,91

не болееодного

неотвергается

Положительный результат теста накоинтеграцию (одно коинтеграционное соотношение) означает, что для этихпеременных можно проводить оценки уравнения регрессии в уровнях и оценкисоответствующих коэффициентов будут эффективными. Оценка уравнения в уровняхметодом наименьших квадратов дает следующий результат (здесь и далее в скобкахпод коэффициентами приведены t-статистики):

= 1,099 + 0,540.yt – 1,123.it (25)

(3,420) (5,219) (-4,295)

где - теоретическоезначение логарифма реальной денежной базы в момент времени t, yt– логарифм реальногоагрегированного выпуска, it – процентная ставка.

Период оценок

1994/01 – 1998/09

R2

0,414

Количество наблюдений

56

Скорректированный R2

0,391

P-value дляF-статистики

0,000

Зная коэффициенты, из уравнения (13) сиспользованием фактических значений логарифма реальной денежной базы определяемзначения ряда wt.

Уравнение паритета покупательнойспособности в рамках модели не оценивается и служит для определения реальногообменного курса:

ut = pt -pt* - st (26)

Рисунок 4.Внутренние и внешние цены, номинальный и реальный обменный курс.

Ситуация на валютном рынке 1998 года взначительной степени была взаимосвязана с ситуацией на рынке внутреннего долга.Премию за риск вложения в ГКО будем вычислять из уравнения (14) поформуле:

Prt = - it* (34)

где -скорректированная внутренняя процентная ставка,it* - внешняя процентная ставка.

Для того чтобы связать валютный рынок срынком внутреннего государственного долга, рассмотрим зависимость премии зариск от основного показателя, характеризующего ситуацию на валютном рынке,– золотовалютныхрезервов Центрального банка. При повышенном давлении на валютный курс(сокращение резервов) при условии, что возможны одновременный отказ отподдержания режима фиксированного обменного курса и объявление дефолта повнутреннему долгу, можно ожидать повышения напряженности на рынке ГКО, чтодолжно отразиться в увеличении премии за риск. Кроме того, введенная такимобразом премия за риск должна включать также ожидаемое изменение курсанациональной валюты (в стандартной записи паритета процентныхставок).

Для оценки соответствующих зависимостейоценим уравнение (15), для этого предварительно проверим используемые ряды настационарность:

Таблица 3.Результаты теста Дикки-Фуллера на единичный корень для переменных, входящих вуравнение регрессии для премии за риск (после исключения незначимыхлагов).

ADF-статистика

Критический уровень(5%)

Гипотеза о наличииединичного корня

Премия за риск

-2,625

-2,929

неотвергается

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 43 |



© 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.