Диссертация (1138264), страница 10

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

Текст из файла (страница 10)

(2013), Taro (2010), Дробышевский и др. (2009), Юдаева и др. (2010).56режиме. Для этого в каноническое правило Тэйлора добавляют зависимостьставки процента от валютного курса47. Таким образом, правило Тэйлора (TR)тестируется в следующем виде:Y YS Siref , t   PR iref ,t 1  (1   PR ) iref  kY t k  t  k S tYS   PR , t ,TR(1.109)где  PR  (0, 1) характеризует степень персистентности динамики ставкирефинансирования в России;  PR,t – шоки ставки рефинансирования, которыеинтерпретируютсякакдискреционнаякомпонентамонетарнойполитики,связанная с управлением процентной ставкой.Правило корректировки валютного курса (ERR) задается следующимусловием:St  SIR*  IR*  k IR t *  S ,t ,SPF YFERR (1.110)где стохастическая компонента динамики валютного курса  S ,t следуетавторегрессии первого порядка: S ,t   S   S ,t 1   S ,t ,где S ,t– S  (0, 1)шоки валютного курса, которые(1.111)интерпретируются какдискреционная компонента монетарной политики, связанная с управлениемвалютным курсом;  S  (0, 1) характеризует степень персистентности шоков  S ,t .Правило (1.110) не является точной формулой корректировки границвалютного коридора, используемой Банком России с 2009 года, но ееаппроксимацией в терминах отклонений от стационарных уровней.

Для удобства47См. работы Mohanty, Klau (2004), Frommel, Schobert (2006), Leiderman et al. (2006), Dong (2008), Aizenman,Hutchison (2008), Dib (2008), Garcia et al. (2011).57эмпирической оценки в (1.110) международные резервы нормируются наноминальный импортIRt*  IR*потому, что именно эта переменная входит вPF*YFсписок наблюдаемых переменных.Если в (1.110) k IR   , то курс становится плавающим, и в этом случаевместо уравнения (1.110) валютную политику опишем авторегрессионнымпроцессом для международных резервов IRt* (ARIR):IRt*   IR IRt*1  (1   IR ) IR*   IR ,t , IR  (0, 1)ARIR (1.112)где  IR,t – шоки международных резервов, которые используются дляобъясненияволатильностиIRt* .переменнойДанныешокиможноинтерпретировать как объем валютных интервенций ЦБ, проводимых для защитывалютного курса от спекулятивных колебаний, источник которых не связан свведеннымивмодельпеременными(например,дестабилизирующимиспекуляциями).ДляописаниядинамикипеременнойBt ,а,следовательно,альтернативного объяснения волатильности наблюдаемой переменнойдляMt  M,Mможет быть использован AR(1) процесс вида: Ref  (0, 1)Bt   Ref Bt 1  (1   Ref ) B   Ref , tARRef(1.113)Здесь  Ref ,t – шоки предложения денег, причем, так как Bt – это объемэмитированных ЦБ ценных бумаг, то  Ref ,t  0 приводит к увеличению денег вобращении.Уравнения (1.112) и (1.113) не создают связей между эндогеннымипеременнымимодели,алишьконстатируютналичиенеобъясненнойволатильности инструментов ЦБ, поэтому далее будем использовать термин58«стохастический процесс».

Таким образом, в модели анализируются два правила:правило Тэйлора и правило корректировки валютного курса.Для ответа на вопрос, сколько правил валютной политики необходимо дляописания политики Банка России, рассмотрим четыре комбинации правил,которые далее тестируются на макроданных:1. (2 rules: TR+ERR) Правило Тэйлора (TR) и правило корректировкивалютного курса (ERR);2. (1 rule: ERR+ARRef) Правило корректировки валютного курса (ERR) истохастический процесс для объема ценных бумаг Bt (ARRef);3.

(1 rule: TR+ARIR) Правило Тэйлора (TR) и стохастический процессмеждународных резервов IRt* (ARIR);4. (0 rules: ARIR+ARRef) Два стохастических процесса инструментов IRt*(ARIR) и Bt (ARRef).Комбинации 1 и 2, в которые входит правило корректировки валютногокурса (ERR), подходят для описания промежуточного режима валютного курса.Комбинации 3 и 4, в которых задается стохастический процесс международныхрезервов (ARIR), описывают режим плавающего валютного курса.Комбинации 1 и 3, в которые входит правило Тэйлора (TR), описываютактивную стабилизационную монетарную политику. Комбинации 2 и 4, вкоторых задается стохастический процесс объема ценных бумаг (ARRef), незадают стабилизационной денежно-кредитной компоненты монетарной политики.Escudé (2013) характеризует комбинации 2 и 3 как краевые решения дляварианта модели 2 rules: TR+ERR, заведомо уступающие ему в терминахмонетарной стабилизации, однако при тестировании на реальных данных всеварианты изначально предполагаются равнозначными.1.2.9 Общее равновесие и стационарное состояниеДалее анализируется симметричное равновесие, в котором все домашниехозяйства и фирмы принимают идентичные решения48:48Обоснование возможности анализа симметричного равновесия см.

Woodford (2003).59Ct ( j )  Ct , H i ,t ( j )  H i ,t , Wi ,ot ( j )  Wi ,ot , Bt* ( j )  Bt* , Bt ( j )  Bt ,Yz , t (k )  Yz , t , YF , t (k )  YF , t , YXz , t (k )  YXz , t , Pzo, t (k )  Pzo, t , PFo, t (k )  PFo, t , K z , t (k )  K z , tj  [0,1] k  [0,1] i  X , M , Nдлявсехz  M,N .Стационарное состояние системы вычисляется на базе калибруемых наоснове российской статистики констант (см. параграф 2.1). В Приложении Априведена последовательность вычисления стационарных переменных модели.1.3ЗаключениеАнализ DSGE моделей, разработанных для экономики России, показал, чтоавторы уделяют основное внимание шоку цен на нефть (commodity price),который объясняет значительную долю волатильности реальных и номинальныхпеременных.

В работах имеются значительные расхождения в определенииправила монетарной политики Банка России: наиболее распространенное влитературе по DSGE моделям правило Тэйлора не позволяет точно описать каналтрансмиссии валютных интервенций, широко применяемых Банком России.Разработанная модель малой открытой экономики позволяет преодолетьданные ограничения. В модели вводятся два независимых инструментамонетарной политики, позволяющие определить два правила: для денежнокредитной и валютной политики. К традиционному правилу Тэйлора былодобавлено правило валютной политики, позволяющее оценивать степеньгибкости валютного курса на данных.Два правила не противоречат друг другу благодаря неограниченнойподстройке премии за риск для отечественных заемщиков. Введение двух правили двух инструментов монетарной политики позволяет сформулировать модельтаким образом, чтобы тестирование на реальных данных позволило бы выявитьадекватность использования каждого из правил для описания российского бизнесцикла.60Глава 2 Байесовская оценка моделиВ главе 2 теоретическая модель, рассмотренная в главе 1, соотносится сроссийскими данными за 2001-2012 гг.

В параграфе 2.1 проводится калибровкатех параметров модели, которые, прежде всего, влияют на стационарноесостояние модели, и не идентифицируются (или плохо идентифицируются) наданных, избавленных от констант и тренда. В параграфе 2.2 приведенаметодология Байесовской оценки DSGE моделей: рассмотрены особенностисбора и первичной обработки данных, обосновывается выбор априорныхраспределений параметров модели, предложен метод оценки параметра гибкостивалютного курса для двух временных интервалов. В параграфе 2.3 приведенырезультаты Байесовской оценки параметров модели, производится выбор парыправил монетарной политики, наилучшим образом описывающей 14наблюдаемых переменных.

Проведен анализ чувствительности результатовоценки к изменению предпосылок процедуры оценки: априорных распределенийпараметров, вида функции издержек подстройки капитала, а также наличияединичного корня в динамике цен на нефть (commodity price). В параграфе 2.4обсуждаются возможности сильной эконометрической интерпретации оцененнойDSGE модели: анализируются корреляции эндогенных переменных, вычисленныена базе имитированных и исторических данных, а также доказывается, чтовыявленные несоответствия не влияют на основной выбор пары правилмонетарной политики. Проводится анализ источников российского бизнес-цикла.Результаты второй главы изложены в работах Шульгин (2014а, 2014б).2.1КалибровкаПараметры, необходимые для расчета стационарного состояния модели,калибруются на основе макроэкономической статистики РФ.В табл.

2.1 приведены рассчитанные значения первичных  (рассчитываютсяна основе статистики) и вторичных  (рассчитываются на основе  и другихизвестных параметров) констант:61Таблица 2.1. Калибровка констант, задающих стационарное состояниемодели.Название показателяФормулаДоля государственных расходов вGYG  0.189EX YXex p X  YMex pMYEX  0.325XEX YXex p XYXex p X  YMex pMXEX  0.563YM pMYN pNMN  0.333G ВВПДоля экспорта в ВВПДоля экспорта биржевых товаров вобщем экспортеЗначениеОтношение объемов производстваMN промышленного и неторгуемогосекторов.IRОтношение международныхIR* резервов к квартальному импортуОтношение чистых международных*B* квартальному импортуПроцент изъятий из экспортныхWD доходов.IR*  4.272YFB*активов частного сектора кP*P*B*  3.46YFWDY p X  YMex pMWD  0.174exXОтношение процентов помеждународным активам имеждународным резервам к*i*/ EXB * (i *  (1  i * )rp)  IR i *YXex pX  YMex pMi*/ EX  0.0697квартальному экспортуОтношение международныхрезервов к квартальному экспортуОтношение чистых международныхактивов к квартальному экспортуДоля сектора неторгуемых товаровв ВВП*IR*/ EXIR exYX p X  YMex pMB*/ EXB* exYX p X  YMex pMN pN YN 1  EX XEXY1  MN62IR*/ EX  3.193B*/ EX  2.741 N  0.613Доля сектора промышленныхM товаров в ВВПДоля экспорта биржевых товаров в XEX ВВП IM Отношение импорта к ВВПОтношение объема потребленияконечных благ к ВВП M  0.204p X YXex EX XEXY XEX  0.183pF YFYEX (1  WD )  1 1  (IR*  B* )i *  B* rp(1  i * )Z Z  M   N   IM  EX (1  XEX )YОтношение объемапромежуточного потребления Х-pM YM BN MNY IM  0.322 Z  0.997 XM p X YXM   1 M MY XM  0.023 XN p X YXN   1 N NY XN  0.047p X YX  XN   XN   XEXY X  0.252 KM q KM   1 M MY KM  0.074 KN qK N  1 N NY KN  0.270qKX  X (1   X ) XY KX  0.093 HM w H M  1(1   M   M ) MY HM  0.067 HN wH N  1(1   N   N ) NY HN  0.174 HX wHX (1   X )(1   X ) XY HX  0.109товаров в М-секторе к ВВПОтношение объемапромежуточного потребления Хтоваров в N-секторе к ВВПОтношение объема производствабиржевых товаров к ВВПОтношение дохода капитала в Мсекторе к ВВПX Отношение дохода капитала в Nсекторе к ВВПОтношение дохода капитала в Хсекторе к ВВПОтношение дохода труда в М- KX секторе к ВВПОтношение дохода труда в Nсекторе к ВВПОтношение дохода труда в Хсекторе к ВВПДоля инвестиций в ВВПI I( KM   KN   KX )Y 1   63 I  0.240Доля потребления домашнихC хозяйств в ВВППервичные константыG G,YC  Z   I  GY C  0.568YXex p X  YMex pMYEX иMN YM pMYN pNбылирассчитаны на основе статистики Росстата по использованию ВВП и добавленнойотраслевой стоимости за 2003-2012 гг., рассчитанных в постоянных ценах 2008 г.Константа XEX YXex p Xрассчитана на основе платежного баланса РФ.YXex p X  YMex pMВ экспорт товаров Х-сектора были включены экспорт нефти, нефтепродуктов игаза49.Процентыпомеждународнымактивамкакдоляэкспорта*i*/ EXB * (i *  (1  i * )rp)  IR i *также были рассчитаны на основе соответствующихYXex pX  YMex pMстатей платежного баланса РФ.IRПервичные константыIR* *IR*/ EXIR exYX p X  YMex pMиB* / EX *P*YFB*иB* B*)YXex pX  YMex pMP*YFбыли(а также константырассчитанынаосновеМеждународной инвестиционной позиции Российской Федерации за 2001-2012гг.Для того чтобы учесть особенность платежного баланса РФ, была введенапеременная изъятий из экспорта WDt , которая составляет чистый оттокиностранной валюты с рынка, не связанный с введенными в модельпеременными.

Характеристики

Список файлов диссертации