Автореферат (1138263), страница 5

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 5)

‘Base priors’ – базовые предпосылки об априорных распределениях;2. ‘Investments adjustment costs’ – вариант модели, в котором определенафункция издержек подстройки инвестиций.3. ‘High persistence of shocks’ – параметры априорного распределения дляавторегрессионных коэффициентов  j выбраны как в работах Сметса иВоутерса28, то есть имеют высокую априорную персистентность: бетараспределение (0.85, 0.1).4. ‘No indexation’ – нулевые коэффициенты индексации на предыдущуюинфляцию  i  0 , где i  W , N , M , F .5. ‘Random walk PX , t ’ – модель при  PX  1 , что предполагает непредсказуемыеколебания цен на нефть, которые следуют процессу случайного блуждания.Анализчувствительностиподтвердилсправедливостьвыбраннойконфигурации модели и априорных распределений, а также робастностьрезультатов.Для модели с двумя правилами 2 rules: TR+ERR с базовым наборомаприорных распределений Base priors рассчитываются 2 цепи MCMCMHалгоритма по 1 млн. итераций каждая.Все оцениваемые параметры модели имеют разумные, интерпретируемыезначения.

От  M  0.567 до W  0.869 оценены средние значения вероятностииндексации цены (заработной платы). От  N  0.407 до  F  0.567 оцениваетсястепень индексации на предыдущую инфляцию. Параметры функции издержек28Smets, F., Wouters, R. (2003). An Estimated Dynamic Stochastic General Equilibrium Model of the Euro Area.Journal of the European Economic Association, 1(5), 1123-1175; Smets, F., Wouters, R. (2007). Shocks and Frictionsin US Business Cycles: A Bayesian DSGE Approach.

American Economic Review, American Economic Association,97(3), 586-606.20подстройки капитала находятся в пределах от KX  21.36 до KN  83.21 .Коэффициенты, характеризующие степень гибкости валютного курса в правилеERR,оцененыk IR1  0.100дляQ1 : 2001  Q3 : 2008иk IR 2  0.211дляQ 4 : 2008  Q 4 : 2012 .В параграфе 2.4 обсуждаются возможности сильной эконометрическойинтерпретации оцененной DSGE модели: анализируются корреляции эндогенныхпеременных, вычисленные на базе имитированных и исторических данных, а такжедоказывается, что выявленные несоответствия не влияют на основной выбор парыправил монетарной политики. Проводится анализ источников российского бизнесцикла.

В параграфе 2.5 приведены основные результаты, полученные во второйглаве.В главе 3 на основе критериев ожидаемого благосостояния домашниххозяйств и функции потерь ЦБ проведена оптимизация коэффициентов в правилеТэйлора и правиле корректировки валютного курса.В параграфе 3.1 рассматриваются подходы к оптимизации правил монетарнойполитике, а также их потенциальные ограничения. Рассматриваются работы, вкоторых авторы проводили оптимизацию на российских данных.В параграфе 3.2 выводятся критерии на основе максимизации ожидаемогоблагосостояния домашних хозяйств. Основным критерием оптимизации, согласноработе Вудфорда, является безусловное матожидание благосостояния (полезности)домашних хозяйств29.Мгновенная функция полезности домашних хозяйств:11 t (Ct  hCt 1 )1 C  H , t H t H  M , t1C1 H1  M1 M Mt Pt,(9)где  H ,t – шок предложения труда;  M ,t – шок спроса на деньги, следующиеавторегрессионным процессам первого порядка.Если разложить функцию полезности домашнего хозяйства в ряд Тэйлора инайти ее матожидание, то можно записать основной критерий в терминахкомпенсирующей вариации потребления, которая показывает, на сколькопроцентов29необходимоизменитьпотреблениеСм.

Woodford, M. (2003). Interest and Prices. Princeton University Press.21домашнегохозяйствавдетерминистическом стационаром состоянии, чтобы получилось такое жезначение E t , как и в анализируемом стохастическом стационарном состоянии:11 1C ~ 1C H1H ~1C m1M ~~~~ ~ )) C1ECt (EHE(H))(EmE(mttH,tttM,t(1 h)1C C1C(1 h)1C C1C 1 h  1,1H1M111~Hm~22CHCMC~2 С 2 (1 h)2 ECt  2 (1 h)1C C1C EHt  2 (1 h)1C C1C Emtгде mt (10)Mt– реальная денежная масса;Pt~ С C~ H H~  mt  m ; ~   H ,t   H ; ~   M ,t   MCt  t; Ht  t; mtH ,tM ,tCHmHM– процентныеотклонения от стационарных уровней переменных потребления, труда, реальнойденежной массы, шоков предложения труда и спроса на деньги, соответственно.При аппроксимации второго порядка нелинейной модели структурные шоки~~~ , так и на,t оказывают влияние, как на моменты первого порядка ECt , EH t , Em~~~ 2 .

Это позволяет выделить эффект уровня,моменты второго порядка ECt2 , EH t2 , Emt~~~~связанный с влиянием ECt , EH t , Em~ на E t , и эффект стабилизации (дисперсии),~ 2 на E .связанный с влиянием ECt2 , EH t2 , EmttЭффект стабилизации (дисперсии) составляет:1  1  C ~2  H 1  C H 1 H ~ 2  M 1  C m1M ~ 2 1Cv  1 СECt EHt Emt  11 C1 C1 C1C22(1h)2(1h)C2(1h)C(11)В параграфе 3.3 обсуждается критерий минимизации функции потерь ЦБ.

Вдиссертационном исследовании проведены расчеты оптимальных коэффициентовправил монетарной политики на основе функции полезности, соответствующейрежиму гибкого инфляционного таргетирования30:~~L  C ECt2  (1  C ) E~t2  S ESt2 ,где~t   t   t   t ;C  (0, 1) ,(12)S  0–параметры,определяющиепредпочтительность стабилизации потребления и валютного курса, соответственно,по сравнению со стабилизацией инфляции.30См. Svensson, L.E.O. (2011). Inflation Targeting, in B.M.

Friedman and M. Woodford, eds., Handbook of MonetaryEconomics, vol. 3B, Amsterdam: Elsevier Press; Bernanke, B.S., Laubach, T., Mishkin, F.S., Posen, A.S. (1999).Inflation Targeting: Lessons from the International Experience. Princeton University Press.22В параграфе 3.4 приведены результаты расчетов оптимальных коэффициентовв правиле Тэйлора и правиле корректировки валютного курса для рассмотренныхкритериев. Оптимизация проводилась по коэффициентам мгновенной реакцииставки процента на разрыв ВВП, инфляцию и разрыв валютного курса: Y , , S  kY , ,S (1   PR ) .Коэффициенты в правилах монетарной политики, решающие задачуmax  , имеют следующие значения: k IR   ,    1.072 ,  Y  0.377 ,  S  0.034 .k IR , ,Y , SИз-за отрицательной реакции ставки процента на разрыв ВВП  Y  0.377происходит значительное увеличение дисперсий всех рассмотренных реальныхпеременных.

Согласно расчетам на имитированных данных оптимальнаякомбинация коэффициентов двух правил монетарной политики, позволяетдобиться улучшения критерия  на 25.9% по сравнению с моделью с оцененнымикоэффициентами. При этом эффект уровня дает прибавку в 28.6% , а за счетэффекта стабилизации (дисперсии) благосостояние снижается на 2.01% .Для того чтобы найти подтверждение существования значительноговыигрышавсреднемблагосостоянииприиспользованииоптимальныхкоэффициентов были проведены расчеты моментов первого и второго порядка, какна имитированных данных, так и на исторических данных за период 2001-2012 гг.Расчеты для имитированных данных показывают, что в модели с оптимальнымикоэффициентами, решающими задачуmax  , домашнее хозяйство должноk IR , ,Y , Sполучить выигрыш по сравнению с моделью с оцененными коэффициентами в~~терминах среднего потребления ECt (рост на 4.7%), средних трудовых затрат EH t~ (рост на 7.3%). Однако аналогичные(снижение на 5%) и реальных денег Emtрасчеты на исторических данных 2001-2012 гг.

не подтверждают данный вывод:~наблюдается снижение среднего потребления ECt на 1%, снижение средних~~ натрудовых затрат EH t на 3%, и рост средней реальной денежной массы Emt1.5%, что в итоге приводит к тому, что эффект уровня остается приблизительно натом же уровне, что и в модели с оцененными коэффициентами. При этом вывод оросте дисперсий всех переменных, влияющих на благосостояние, сохраняется, что23приводит к снижению критерия  на 4% по сравнению с моделью с оцененнымикоэффициентами.Значительные расхождения в расчетах на исторических и имитированныхданных не позволяют использовать расчет эффекта уровня в ожидаемомблагосостоянии для оптимизации монетарной политики России.

Поэтомуприходится исключить эффект уровня, из расчета базового критерия и поставитьзадачу максимизации эффекта стабилизации (дисперсии) в базовом критерии:max v , решение которой приведено в табл. 1.k IR , ,Y , SРешение задачи минимизации функции потерь позволяет исследоватьэффективность монетарной политики в период 2001-2012 гг. Для этого веса C иS в функции потерь выбирались таким образом, чтобы модель с коэффициентами,минимизирующими функцию потерь приводила к решению, наиболее близкому кмодели с оцененными коэффициентами в терминах соотношений дисперсийинфляции, потребления и валютного курса.

Для этого решаем задачу минимизации:22~2~ EC  E~t2 (C , S )  E~t2 (est) (C , S )  ECt2 (est)~~t AEx    AEx  ~~2 (est)EECt2 (est)t  min,2C , S~~  ESt2 (C , S )  ESt2 (est) AE~x ~2 ESt (est) (13)~~~~1  ECt2 (C , S )  ECt2 (est) E~t2 (C , S )  E~t2 (est) ESt2 (C , S )  ESt2 (est) ~–AEx   ~~3 E~t2 (est)ECt2 (est)ESt2 (est)~~среднее значение процентного отклонения по трем переменным ( EСt2 , E~t2 , ESt2 ) отгдемодели с оцененными коэффициентами (est).Комбинация весов минимизирует разброс процентных отклонений по трем~~переменным ( EСt2 , E~t2 , ESt2 ) от модели с оцененными коэффициентами околосреднегоAE~x.Решением задачи на сетке является комбинация весовC  0.3, S  0.05 , для которой процентные отклонения дисперсий потребления,инфляции и валютного курса составляют -16.0%, -18.8% и -27.4%, соответственно.В табл. 1 приведены значения коэффициентов в правилах монетарнойполитики для трех проанализированных случаев.Таблица 1.

Характеристики

Список файлов диссертации