Диссертация (1138570), страница 37

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

Текст из файла (страница 37)

табл. B-3.14)с учетом поправки в форме Ньюи-Веста.Таблица B-3.14.Результаты теста Вальда для модели [8], H0:C(2)=1.Тестовая статистикаЗначение статистикиF-статистикаХи-квадрат36.4436.44Число степенейсвободы(1, 53)1P-value0.000.00Дополнительно, формальные тесты показывают, что полученное уравнениеспроса на деньги М2 не является стабильным. Это иллюстрируют, в частности,тесты CUSUSM и CUSUM-SQ (см. рис.

B-3.5), а также динамика рекурсивныхкоэффициентов.2041.640301.2200.8100.40-100.0-20-0.4-3099 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-3.5. Результаты тестов CUSUM и CUSUM-SQ на проверку стабильности модели[8].Качество модели [8] также снижает очевидная автокорреляция в остатках.Тем не менее, нами было показано, что спрос на М2 положительно зависит отреального ВВП (соответствующий коэффициент равен 3,78) и отрицательнозависит от альтернативной стоимости хранения денег (соответствующийкоэффициент по модулю равен 1,82). Заметим, что эластичность спроса на М2 подоходу выше, чем эластичность спроса на М0 и М1 по доходу, что согласуется сэкономической теорией: срочные компоненты денежной массы М2 реагируют нарост дохода в большей степени, чем трансакционные составляющие (М0 ипереводимые депозиты).Однако низкое качество уравнения спроса на номинальные деньги М2приводит нас к необходимости непосредственной оценки спроса на М2/Р(реальный агрегат М2), зависящего от реального ВВП и альтернативнойстоимости хранения денег.

В общем виде соответствующее уравнение имеет вид:LNREALM 2 t  C (1)  C (2) LNRGDPt  C (3)OPP.COSTt  C (4) D1  C (5) D2  C (6) D3  C (7)CRISISDUMMY   t ,[9]где CRISISDUMMY – различные дамми переменные, отражающие влияниекризиса 1998 г. на спрос на деньги М2. Однако в результате оценки уравнений [9]нам не удалось получить коинтеграционное соотношение, связывающее реальныеденьги, реальный ВВП и альтернативные издержки хранения денег, посколькуостатки регрессий, полученные на шаге 1 процедуры DOLS, для всех пятипоказателей альтернативной стоимости хранения денег нестационарны. Мысклонны связывать данный факт с тем, что принципиальные изменения в205структуре данных после кризиса 1998 г.

не позволяют найти единую взаимосвязьмежду переменными, описывающими спрос на агрегат М2. Качественноемоделирование структурного сдвига не представляется возможным из-за малогочисла доступных для анализ точек. В то время как введение дополнительныхдамми переменных, отражающих влияние кризиса, не приводит к положительнымрезультатам, но увеличивает число переменных в модели.Таким образом, мы приходим к выводу о том, что спрос на денежныйагрегат М2 описывается уравнением [8] и является нестабильным.

Посколькуспрос на агрегат М1 является, скорее, стабильным, причина нестабильности М2кроется, по-видимому, в динамике срочной составляющей этого агрегата.Спрос на расширенную денежную массу М2В ходе оценки уравнений спроса на денежный агрегат М2 расширенный, мыпришли к выводу о том, что наилучшей из найденных нами спецификациейявляется функция следующего вида, объясняющая спрос на деньги реальнымВВП, альтернативными издержками хранения денег и сезонным фактором:LNBROADM t  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  c(9)CRISIS 08   t ,где дамми переменная CRISIS08 отвечает за структурный сдвиг в спросе наденьги, имевший место во время финансового кризиса 2008 г., и равна 1, начинаяс IV квартала 2008 г.По результатам оценки, мы остановились на уравнении спроса на деньги,где в качестве альтернативной стоимости хранения денег вновь выступаетпоказатель инфляции:LNBROADM  18.94 0.88 LNP  3.08 LNRGDP 0.96 INFL ( 28.38)(35.18)( 5.86)(35.30) 0.43 D1  0.29 D2 0.08 D3  0.47 CRISIS 98  0.25 CRISIS 08.(14.98)(11.42)( 3.48)(6.63)[10](8.82)В скобках указаны t-статистики.

R2  0.998 , статистика Дарбина-Уотсона равна1,65.Проверка остатков модели на стационарность показала, что гипотеза о том,что остатки оцененного уравнения нестационарны, отвергается (см. табл. B-3.15).206Таблица B-3.15.Результаты проверки остатков модели [10] на стационарность.Стационарность в уровняхЗначениестатистикиКритическое значение при уровнезначимости 0,05Расширенный тест ДикиФуллераТест Филлипса-Перрона-6.54-4.27-6.58-4.27Далее для корректировки полученных коэффициентов модели применяетсяметод DOLS.

Cтроятся кросс-коррелограммы следующих рядов:4. LNPt  LNPt  LNPt 1 и ˆt : откуда делается вывод о числе запаздывающихи опережающих приращенийK LNPt   (нет ни одного значимогоприращения);5. LNRGDPt  LNRGDPt  LNRGDPt 1 и ˆt : откуда делается вывод о числезапаздывающих и опережающих приращений K LNRGDPt   (нет ни одногозначимого приращения);6. 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:LNBROADM  18.99 0.86 LNP  3.09 LNRGDP 1.17 INFL ( 31.47)(38.02)( 5.90)(39.22) 0.43 D1  0.30 D 2 0.08 D3  0.47 CRISIS 98  0.25 CRISIS 08  0.47 INFL.(16.76)(13.30)( 4.07)(6.50)(10.01)[11](3.98)В скобках указаны t-статистики.

R2  0.999 , статистика Дарбина-Уотсона равна1,73. Спрос на денежный агрегат М2 расширенный положительно зависит отреального ВВП (эластичность спроса на деньги по доходу равна 3,09) иотрицательнозависитотальтернативнойстоимостихраненияденег(полуэластичность спроса по инфляции отрицательна и равна по модулю 1,17).Оценкаостатковдолгосрочногокоинтеграционногосоотношения t  ˆt  0.47*INFL показывает, что гипотеза о наличии в ряде единичного корняотвергается (см. табл.

B-3.16).207Таблица B-3.16.Результаты проверки долгосрочного коинтеграционного соотношения [11] настационарность.Стационарность в уровняхЗначениестатистикиКритическое значение при уровнезначимости 0,05Расширенный тест ДикиФуллераТест Филлипса-Перрона-7.04-4.27-7.10-4.27Отметим, что в остатках модели [11] отсутствует автокорреляция, чтоподтверждает тест Бройша-Годфри (см. табл.

B-3.17).Таблица B-3.17.Результаты теста Бройша-Годфри для модели [11].F-статистикаЧисло наблюдений*R-квадрат0.550.67Prob. F(1,51)Prob. Chi-Square(1)0.450.41Полученное уравнение мы вновь будем с некоторыми оговоркамиинтерпретировать как уравнение спроса на расширенный денежный агрегат М2.Аналогично рассмотренным выше случаям, коэффициент при логарифме ценстатистически не равен единице, о чем свидетельствуют результаты теста Вальда(см. табл. B-3.18).Таблица B-3.18.Результаты теста Вальда для модели [11], H0: C(2)=1.Тестовая статистикаЗначение статистикиF-статистикаХи-квадрат38.0138.01Число степенейсвободы(1, 52)1P-value0.000.00Формальные тесты на стабильность уравнения спроса на расширенныйденежный агрегат М2 дают противоречивые результаты.

С одной стороны, тестыCUSUSM и CUSUM-SQ говорят о нестабильности функции спроса на М2расширенный (см. рис. B-3.6). В то же время динамика рекурсивныхкоэффициентов модели [11] отличается постоянством.2081.61.280.840.400.0-4-809Q1-0.409Q109Q209Q3CUSUM09Q410Q110Q209Q210Q309Q309Q410Q110Q210Q3CUSUM of Squares5% Significance5% SignificanceРис. B-3.6. Результаты тестов CUSUM и CUSUM-SQ на проверку стабильности модели[11].На основании приведенного выше анализа мы склоняемся к тому, что спросна расширенный денежный агрегат нестабилен.

При этом нами было получено,что эластичность спроса на расширенный денежный агрегат по доходу равна 3,09,а полуэластичность спроса на расширенный агрегат М2 по проценту (инфляции)отрицательна и равна по модулю 1,17.Теперь перейдем к оценке спроса непосредственно на расширенный М2/Р(реальный расширенный агрегат М2). В общем виде базовое уравнение спроса нареальный расширенный М2 имеет вид:LNREALBROA DM t  C (1)  C (2) LNRGDPt  C (3)OPP.COSTt  C (4) D1  C (5) D2  C (6) D3  C (7)CRISIS 98r  C (8)CRISIS 08   t ,где CRISIS98r – дамми переменная на I-IV кварталы 1998 г., отражающаяструктурный сдвиг в данных, а CRISIS08 – дамми переменная, значение которойравно 1, начиная с I квартала 2009 г.

Она необходима для учета структурногосдвига в данных после кризиса 2008 г. В результате нами было полученоследующее уравнение спроса на реальный агрегат расширенной денежной массыМ2:LNREALM 2 BROAD  16.76 2.78 LNRGDP 0.31 INFL ( 44.04)(59.82)( 2.60) 0.33 D1  0.22 D 2 0.09 D3  0.28 CRISIS 98r  0.25 CRISIS 08.(12.92)(8.94)( 3.83)(5.90)[12](8.45)В скобках указаны t-статистики. R 2  0.99 , статистика Дарбина-Уотсона равна0,88. Проверка остатков модели на стационарность показала, что гипотеза о том,209что остатки оцененного уравнения содержат единичный корень, отвергается (см.табл.

B-3.19).Таблица B-3.19.Результаты проверки остатков модели [12] на стационарность.Стационарность в уровняхЗначениестатистикиКритическое значение при уровнезначимости 0,05Расширенный тест ДикиФуллераТест Филлипса-Перрона-4.15-3.88-4.04-3.88В качестве показателя альтернативной стоимости хранения денег намивновь была выбрана инфляция, т.к. другие показатели доходности былинезначимы.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);2. 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.

Характеристики

Список файлов диссертации