Диссертация (1138570), страница 36

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

Текст из файла (страница 36)

табл. B-3.7).Таблица B-3.7.Результаты проверки остатков долгосрочного коинтеграционногосоотношения [4] на стационарность.Стационарность в уровняхЗначениестатистикиКритическое значение при уровнезначимости 0,05Расширенный тест ДикиФуллераТест Филлипса-Перрона-5.33-4.27-5.34-4.27Полученноеуравнениемыбудемснекоторымиоговоркамиинтерпретировать как уравнение спроса на денежный агрегат М1. Во-первых,аналогично случаю со спросом на наличные деньги, коэффициент при логарифмецен статистически не равен единице, о чем свидетельствуют результаты тестаВальда (см. табл. B-3.8) с учетом поправки в форме Ньюи-Веста.Таблица B-3.8.Результаты теста Вальда для модели [4], Н0: С(2)=1.Тестовая статистикаЗначение статистикиF-статистикаХи-квадрат13.1413.14Число степенейсвободы(1, 53)1P-value0.000.00Кроме того, формальные тесты показывают, что полученное нами уравнениеспроса на деньги сложно считать стабильным.

Это иллюстрируют, в частности,тесты CUSUSM и CUSUM-SQ (см. рис. B-3.3). В то же время динамикарекурсивных коэффициентов модели [4] свидетельствует в пользу стабильностифункции спроса на деньги М1.1981.6301.220100.800.4-100.0-20-0.499 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10-3099 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10CUSUMCUSUM of Squares5% Significance5% SignificanceРис. B-3.3. Результаты тестов CUSUM и CUSUM-SQ на проверку стабильности модели[4].Качество полученной модели также снижает автокорреляция в остатках, очем свидетельствует значение статистики Дарбина-Уотсона и результаты тестаБройша-Годфри (см. табл.

B-3.9). В то же время проблема автокорреляции востатках модели не является существенной, поскольку соответствующаякорректировка доверительных интервалов будет произведена при помощипоправки Ньюи-Веста – процедуры, встроенной в современные статистическиепакеты.Таблица B-3.9.Результаты теста Бройша-Годфри для модели [4].F-статистикаЧисло наблюдений*R-квадрат10.2410.20Prob. F(1,52)Prob. Chi-Square(1)0.000.00На основании проведенного анализа мы приходим к выводу о том, чтоговорить о существовании стабильной функции спроса на узкую денежную массув России в период с 1995 по 2010 г., по-видимому, не представляется возможным.При этом мы получили, что эластичность спроса на узкую денежную массу подоходу равна 3,15, а полуэластичность спроса на денежную массу М1 попроценту (инфляции) равна -1,81.

Обратим внимание на то, что оценкикоэффициентов при логарифме реального ВВП и инфляции для уравнения спросана денежный агрегат М1 статистически совпадают с оценками соответствующихкоэффициентов в уравнении спроса на агрегат М0. Положительную оценкукоэффициента при дамми переменной на кризис 1998 г. мы вновь интерпретируем199ростом спроса на трансакционные деньги из мотива предосторожности испекулятивного мотива.Далее мы переходим к поиску функции спроса непосредственно на М1/Р(реальные деньги М1). Для этого мы оцениваем класс уравнений вида:LNREALM 1t  C (1)  C (2) LNRGDPt  C (3)OPP.COSTt  C (4) D1  C (5) D2  C (6) D3  C (7)CRISIS 98r   t ,где CRISIS98r – дамми переменная на I-IV кварталы 1998 г., отражающаяструктурный сдвиг в данных.

В результате нами было получено следующееуравнение спроса на реальный агрегат узкой денежной массы М1, зависящий отреального ВВП и показателя инфляции как прокси для альтернативной стоимостихранения денег:LNREALM 1  16.83 2.72 LNRGDP 0.71 INFL ( 35.04)( 3.40)(46.52)[5] 0.29 D1  0.21 D2 0.11 D3  0.32 CRISIS 98r.(8.38)(6.09)( 3.29)(5.72)В скобках указаны t-статистики.

R 2  0.98 , статистика Дарбина-Уотсона равна0,88. Проверка остатков модели на стационарность показала, что гипотеза о том,что остатки оцененного уравнения нестационарны, отвергается (см. табл. B-3.10).Таблица B-3.10.Результаты проверки остатков модели [5] на стационарность.Стационарность в уровняхЗначениестатистикиКритическое значение при уровнезначимости 0,05Расширенный тест ДикиФуллераТест Филлипса-Перрона-4.06-3.88-4.04-3.88В качестве показателя альтернативной стоимости хранения денег намивновь была выбрана инфляция, т.к. другие показатели альтернативной доходностибыли незначимы.Далее для корректировки полученных коэффициентов модели применяетсяметод DOLS. Cтроятся кросс-коррелограммы следующих рядов:1.

LNRGDPt  LNRGDPt  LNRGDPt 1 и ˆt : откуда делается вывод о числезапаздывающих и опережающих приращений K LNRGDPt   (нет ни одногозначимого приращения);2002. INFLt  INFLt  INFL t 1 и ˆt : делается вывод о числе запаздывающих иопережающих приращений K INFLt  0 .В результате выполнения процедуры DOLS проблема автокорреляции востатках модели не будет решена.

Поэтому мы также осуществляем поправку вформе Ньюи-Веста. Это приводит нас к уравнению следующего вида:LNREALM 1  16.56 2.69 LNRGDP 0.83 INFL ( 16.29)( 3.53)(22.09)[6] 0.28 D1  0.21 D2 0.11 D3  0.30 CRISIS 98r  0.40 INFL  ˆt .(7.78)( 5.68)(8.74)(7.82)(3.10)В скобках указаны t-статистики. R 2  0.98 , статистика Дарбина-Уотсона равна0,76.Оценкаостатковдолгосрочногокоинтеграционногосоотношения t  ˆt  0.40*INFL показывает, что гипотеза о наличии в ряде единичного корняотвергается тестом Филлипса-Перрона и не отвергается тестом Дики-Фуллера(см. табл.

B-3.11).Таблица B-3.11.Результаты проверки долгосрочного коинтеграционного соотношения [6] настационарность.Стационарность в уровняхЗначениестатистикиКритическое значение при уровнезначимости 0,05Расширенный тест ДикиФуллераТест Филлипса-Перрона-3.49-3.88-3.92-3.88Однако поскольку отвержение нулевой гипотезы есть сильный результат,мы приходим к выводу о том, что остатки долгосрочного уравнения спроса нареальные деньги М1 стационарны в уровнях.Нам сложно сделать однозначный вывод о стабильности функции спроса нареальные денежный агрегат М1, т.к. результаты формальных тестов противоречатдруг другу (см. рис.

B-3.4).201301.6201.2100.800.4-100.0-20-0.4-3098 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 1098 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10CUSUMCUSUM of Squares5% Significance5% SignificanceРис. B-3.4. Результаты тестов CUSUM и CUSUM-SQ на проверку стабильности модели[6].Одновременно с этим динамика некоторых коэффициентов модели [6]содержит в себе явно выраженный тренд, который уходит при переоценкеуравнениянаданных,включающихпоследниетригода.Этотфактсвидетельствует, скорее, в пользу стабильности спроса на реальную узкуюденежную массу.Из модели [6] следует, что при увеличении реального ВВП на 1% агрегатМ1/Р увеличится примерно на 2,69%, а при увеличении инфляции на 1% агрегатМ1/Р снизится примерно на 0,83%.

Полученные результаты согласуются снашими гипотезами и экономической теорией. Таким образом, мы будем считатьуравнение [6] функцией спроса на узкую денежную массу М1.Спрос на денежный агрегат М2125Нами были оценены следующие расширенные спецификации функцииспроса на денежный агрегат M2, зависящий от реального ВВП и альтернативнойдоходности денег, а также сезонной составляющей:LNM 2t  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 .По результатам оценки, мы остановились на уравнении спроса на деньги,где в качестве альтернативной стоимости хранения денег выступает показательинфляции:125При расчетах мы используем обновленный Банком России в 2011 г. ряд по денежноймассе М2.202LNM 2  24.38 0.75 LNP  3.76 LNRGDP 1.65 INFL ( 24.40)(19.77)( 6.61)(26.68)[7] 0.53 D1  0.35 D2 0.10 D3  0.69 CRISIS 98.(12.12)(9.21)( 2.85)(6.37)В скобках указаны t-статистики.

R2  0.996 , статистика Дарбина-Уотсона равна1,19.Проверка остатков модели [7] на стационарность показала, что гипотеза отом, что остатки оцененного уравнения нестационарны, отвергается (см. табл. B3.12).Таблица B-3.12.Результаты проверки остатков модели [7] на стационарность.Стационарность в уровняхЗначениестатистикиКритическое значение при уровнезначимости 0,05Расширенный тест ДикиФуллераТест Филлипса-Перрона-4.81-4.27-4.81-4.27Далее 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 1;и опережающих приращений K LNPt2.

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 .Из-за малого числа наблюдений не представляется возможным взятьмаксимальное К по всем переменным (это значительно снизит эффективностьоценок). Кроме того, включение в модель приращений логарифма ИПЦ, как и ввышеописанных случаях, невозможно из-за проблемы мультиколлинеарности.Выполнение процедуры DOLS приводит нас к уравнению следующего вида:LNM 2  24.55 0.73 LNP  3.78 LNRGDP 1.82 INFL ( 26.08)(20.29)(30.70)( 5.76) 0.53 D1  0.37 D2 0.11 D3  0.66 CRISIS 98  0.62 INFL  ˆt .(13.06)(10.32)( 3.22)(5.74)[8](3.29)203В скобках указаны t-статистики. R2  0.997 , статистика Дарбина-Уотсона равна0,98.ЭластичностьспросанаденежныйагрегатМ2равна3,78,аполуэластичность спроса на деньги М2 по инфляции (как прокси дляальтернативной стоимости хранения денег) равна -1,82.Оценкаостатковдолгосрочногокоинтеграционногосоотношения t  ˆt  0.62*INFL показывает, что гипотеза о наличии в ряде единичного корняотвергается (см.

табл. B-3.13).Таблица B-3.13.Результаты проверки долгосрочного коинтеграционного соотношения [8] настационарность.Стационарность в уровняхЗначениестатистикиКритическое значение при уровнезначимости 0,05Расширенный тест ДикиФуллераТест Филлипса-Перрона-5.35-4.27-5.53-4.27Полученноеуравнениемыбудемснекоторымиоговоркамиинтерпретировать как уравнение спроса на денежный агрегат М2. Аналогичнорассмотренным выше случаям коэффициент при логарифме цен статистически неравен единице, о чем свидетельствуют результаты теста Вальда (см.

Характеристики

Список файлов диссертации