Диссертация (1138570), страница 35
Текст из файла (страница 35)
Спрос нареальный денежный агрегат М0 положительно зависит от реального ВВП(эластичность спроса на деньги по доходу равна 3,14), отрицательно зависит отинфляции (полуэластичность спроса на деньги по инфляции равна -1,81). Приэтом спрос на наличные деньги подвержен сезонным колебаниям.123Критическими значениями этой статистики являются не критические значениястатистики Дики-Фуллера, а критические значения статистики МакКиннона (Davidson,MacKinnon, 1993).124Это следует из разложения функции ln(1+x) в ряд Тейлора до первого порядкавключительно в точке х=0.192LNM 0 20.47 0.79 LNP 3.14 LNRGDP 1.81 INFL ( 24.93)(25.22)( 6.59)(29.16)[2] 0.38 D1 0.29 D2 0.12 D3 0.69 CRISIS 98 0.66 INFL .(10.77)(9.33)( 4.05)(6.80)(3.98)В скобках указаны t-статистики.
R 2 0.997 , статистика Дарбина-Уотсона равна1,33 с критическим значением d L 1,44 , что означает отвержение нулевойгипотезы об отсутствии автокорреляции в остатках модели.Проверка остатков долгосрочного коинтеграционного соотношения (см.шаг 9 процедуры DOLS) t ˆt 0.66* INFL на стационарность показала, чтогипотеза о том, что остатки нестационарны, не отвергается тестом Дики-Фуллераи отвергается тестом Филлипса-Перрона (см.
табл. B-3.2).Таблица B-3.2.Результаты проверки остатков долгосрочного коинтеграционногосоотношения [2] на стационарность.Стационарность в уровняхЗначениестатистикиКритическое значение при уровнезначимости 0,05Расширенный тест ДикиФуллераТест Филлипса-Перрона-2.22-4.276-6.51-4.276Т.к. отвержение нулевой гипотезы тестом Филлипса-Перрона есть сильныйрезультат, а также принимая во внимание малую мощность теста Дики-Фуллера,вид коррелограммы ряда ~t и результат теста Люнга-Бокса, мы приходим квыводу о том, что ряд~tстационарен, т.е. между рассматриваемымипеременными имеет место долгосрочное коинтеграционное соотношение.Полученное уравнение может быть названо функцией спроса на деньги,только с рядом оговорок.
Первая оговорка состоит в том, что коэффициент прилогарифме цен не равен единице (см. табл. B-3.3). Проверка этого фактаосуществляется тестом Вальда с учетом поправки в форме Ньюи-Веста; нулеваягипотеза теста состоит в том, что коэффициент при логарифме цен С(2)=1.Таблица B-3.3.Результаты теста Вальда для модели [2], Н0: С(2)=1.Тестовая статистикаЗначение статистикиF-статистика32.02Число степенейсвободы(1, 53)Хи-квадрат32.021P-value0.000.00193Следующая оговорка состоит в том, что в модели присутствуетавтокорреляция, о чем свидетельствует значение статистики Дарбина-Уотсона ирезультаты теста Бройша-Годфри (см.
табл. B-3.4).Таблица B-3.4.Результаты теста Бройша-Годфри для модели [2].F-статистикаЧисло наблюдений*R-квадрат6.036.44Prob. F(1,52)Prob. Chi-Square(1)0.010.01В то же время проблема автокорреляции в остатках модели не являетсясущественной,посколькусоответствующаякорректировкадоверительныхинтервалов может быть произведена при помощи поправки Ньюи-Веста.Проверка уравнения на стабильность различными способами приводит кнеоднозначным выводам.
Так, тест CUSUM свидетельствует о нестабильностимодели, в то время как CUSUM-SQ показывает, что модель стабильна (см. рис. B3.1).1.630201.2100.800.4-100.0-20-0.4-3099 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 1099 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10CUSUM5% SignificanceCUSUM of Squares5% SignificanceРис. B-3.1. Результаты тестов CUSUM и CUSUM-SQ на проверку стабильности модели[2].При этом динамика рекурсивных коэффициентов модели [2], на нашвзгляд, свидетельствует, скорее, о стабильности модели.Принимая во внимание перечисленными выше оговорки (неравенствоединице коэффициента при логарифме цен и автокорреляцию в остатках), мысклоняемся к выводу о том, что функция спроса на наличные деньги в Россииявляется достаточно стабильной и определяется реальным ВВП и инфляцией.Содержательно полученные результаты означают, что при увеличении реальногоВВП на 1% агрегат М0/Р увеличится примерно на 3,14%, а при увеличении194инфляции на 1% агрегат М0/Р снизится примерно на 1,81%.
Положительнуюоценку коэффициента при дамми переменной CRISIS98 мы объясняем тем, что вовремя кризиса вырос спрос на деньги, связанный с мотивом предосторожности.В то же время тот факт, что коэффициент при логарифме цен в модели [2] неравен единице, приводит нас к необходимости исследовать непосредственноспрос на М0/Р (реальные деньги М0). На рис. B-3.2 изображены агрегаты М0/Р,М1/Р, М2/Р, М2 расширенный/Р (реальные денежные агрегаты М0, М1, М2 и М2расширенный, в логарифмах).7.06.56.05.55.04.54.03.51996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010LNREALBROADMLNREALM0LNREALM1LNREALM2Рис. B-3.2.
Динамика логарифмов реальных денежных агрегатов М0, М1, М2 и М2расширенного (I квартал 1995 г. – III квартал 2010 г.).Мы видим, что рассматриваемые нами реальные агрегаты подверженыдетерминированной сезонности и, по-видимому, нестационарны. Результатыформальных тестов приводят нас к выводу о том, что ряд логарифмов реальнойналичности стационарен в уровнях с константой и трендом, в то время как другиеряды реальных денежных агрегатов (М1/Р, М2/Р, М2 расширенный/Р) влогарифмах стационарны в разностях (см. табл. B-3.5).Таблица B-3.5.195Результаты проверки рядов реальной денежной массы на порядокинтегрированности.ПроверкаLNREALМ0=LNM0-LNP- на стационарность в уровнях сконстантой и трендомLNREALM1=LNM1-LNP- на стационарность в разностяхLNREALM2=LNM2-LNP- на стационарность в разностяхLNREALBROADM=LNBROADMLNP- на стационарность в разностяхРасширенныйтест ДикиФуллераТестФиллипсаПерронаKPSSРасширенныйтест ДикиФуллераТестФиллипсаПерронаРасширенныйтест ДикиФуллераТестФиллипсаПерронаРасширенныйтест ДикиФуллераТестФиллипсаПерронаЗначениестатистикиКритическоезначение приуровнезначимости0,05-3.67-3.49-2.12-3.480.1360.146-3.38-1.95ВыводыI(0) сконстантойи трендомI(1)-8.57-1.95-3.02-1.95I(1)-7.27-1.95-2.51-1.95I(1)-6.78-1.95Как следствие, мы не можем оценивать функцию спроса на реальные деньгиМ0 из-за различия в порядках интегрированности рядов в левой и правой частяхуравнения.
На основании приведенного выше анализа мы можем заключить, чтоспрос на (реальный) денежный агрегат М0 необходимо оценивать на болеекоротких временных интервалах, отражающих экономическую стабильность.Именно эта цель ставится в диссертационном исследовании.Спрос на денежный агрегат М1Нами были оценены следующие расширенные спецификации функцииспроса на денежный агрегат M1, зависящий от показателя экономическойактивности населения (LNREALGDP), альтернативной стоимости хранения денег(OPP.COST), сезонной составляющей:LNM1t C (1) C (2) LNPt C (3) LNRGDPt C (4)OPP.COSTt C (5) D1 C (6) D2 C (7) D3 C (8)CRISIS 98 t .196По результатам оценки мы хотим подробнее обсудить уравнение спроса наденьги, где в качестве альтернативной стоимости хранения денег вновь выступаетпоказатель инфляции:LNM 1 19.83 0.84 LNP 3.13 LNRGDP 1.59 INFL ( 21.59)(24.19)( 5.27)(26.04)[3] 0.40 D1 0.27 D2 0.12 D3 0.63 CRISIS 98.(10.14)(7.82)( 3.63)(5.58)В скобках указаны t-статистики.
R2 0.996 , статистика Дарбина-Уотсонаравна 1,28 и указывает на автокорреляцию в остатках уравнения.Проверка остатков модели на стационарность показала, что гипотеза о том,что остатки оцененного уравнения нестационарны, отвергается (см. табл. B-3.6).Таблица B-3.6.Результаты проверки остатков модели [3] на стационарность.Стационарность в уровняхЗначениестатистикиКритическое значение при уровнезначимости 0,05Расширенный тест ДикиФуллераТест Филлипса-Перрона-5.22-4.27-5.29-4.27Далее для корректировки полученных коэффициентов модели применяетсяметод DOLS.
Cтроятся кросс-коррелограммы следующих рядов:1. LNPt LNPt LNPt 1 и ˆt : откуда делается вывод о числе запаздывающих 4 , K LNP 5;и опережающих приращений K LNPtt2. LNRGDPt LNRGDPt LNRGDPt 1 и ˆt : откуда делается вывод о числезапаздывающих и опережающих приращений K LNRGDPt (нет ни одногозначимого приращения);3. INFLt INFLt INFL t 1 и ˆt : делается вывод о числе запаздывающих иопережающих приращений K INFLt 0 .Выполнение процедуры DOLS приводит нас к уравнению следующего вида:LNM 1 19.97 0.82 LNP 3.15 LNRGDP 1.81 INFL ( 24.54)(26.16)(29.60)( 6.65) 0.40 D1 0.29 D2 0.12 D3 0.61CRISIS 98 0.65 INFL.(11.44)(9.36)( 4.27)(6.14)[4](4.99)В скобках указаны t-статистики. R2 0.997 , статистика Дарбина-Уотсонаравна 1,16.
Спрос на реальный денежный агрегат М1 положительно зависит отреального ВВП (эластичность спроса на реальный М1 по доходу равна 3,15) и197отрицательно зависит от показателя альтерантивной стоимости хранения денег(полуэластичность спроса на деньги по инфляции (проценту) отрицательна и помодулю равна 1,81).Оценкаостатковдолгосрочногокоинтеграционногосоотношения t ˆt 0.65*INFL показывает, что гипотеза о наличии в ряде единичного корняотвергается (см.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
