Диссертация (1138570), страница 7

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

Текст из файла (страница 7)

Заметим, что в исследовании спроса на деньги наиболееважной является состоятельность получаемых оценок. Необходимым идостаточнымусловиемдлясостоятельностиМНК-оценокявляетсянекоррелированность объясняющих переменных и ошибок в каждыймомент времени. Если же последнее условие не выполняется, то возникаетпроблема эндогенности, или зависимости объясняющих переменных от33Применение процедуры корректно, если в уравнении спроса на деньги в качестве однойиз объясняющих переменных не используется лагированное значение объясняемой переменной.34См.

(Granger, Newbold, 1974).32шоков объясняемой переменной. В этом случае метод наименьшихквадратов не может быть применен.Возможный частный случай несостоятельности оценок МНК имеетместо, если в качестве одного из регрессоров используется лагированноезначение объясняемой переменной и при этом в остатках моделиприсутствуетавтокорреляция.Исследованияспросанаденьгинаквартальных данных часто включают в уравнение запаздывающее значениеденежной массы в качестве регрессора.35 В этом случае необходимаккуратный анализ структуры остатков модели.Один из наиболее ранних примеров оценки уравнения спроса наденьги можно найти в работе Кейгана (Cagan, 1956), посвященнойисследованию гиперинфляции36 в Германии. Анализ уравнения проводилсяметодом наименьших квадратов на месячных данных в период с 1920–1923гг.

При этом Кейган отмечал, что в периоды высокой инфляции падениереальныхдоходовиреальноговыпускамалыпосравнениюсдемонстрируемым ростом цен. Функцию спроса на деньги в периодгиперинфляции Кейган выводит из общих соображений относительно того,что спрос на реальные кассовые остатки зависит от богатства индивида вреальном выражении, его текущего дохода и от ожидаемой доходностикаждого вида его богатства, включая деньги.

Что же касается издержек,связанных со спросом на деньги, то издержки хранения наличных денег впериоды гиперинфляции (т.е. обесценение денег), по заключению Кейгана,являются единственным фактором, влияющим на спрос на реальныеденьги.В результате исследования была получена стабильная функцияспроса на деньги (при этом скорость обращения денег в рассматриваемомпериоде изменялась в широчайших пределах). Кейган показал, что чемвыше темпы обесценения денег (чем выше инфляция), тем привлекательнеедля агентов становятся различные альтернативы деньгам и тем меньше3536См. (Goldfeld, 1973, 1976), Fair (1987).Кейган определял гиперинфляцию как рост цен больше чем на 50% в месяц.33будет спрос на сами деньги. Последующие исследования показали (см.(Michael, Nobay, Peel, 1994)), что между переменными, использованнымиКейганом, отсутствует коинтеграция.

В частности, было показано, чтокоинтеграция между переменными существует в случае включения вмодель незначимой переменной реального дохода. При этом качествооценок возрастает, если эластичность спроса на деньги по доходу положитьравной единице.Одной из основополагающих работ в области спроса на деньгиявляется статья Голдфельда и др. (Goldfeld et al., 1973), в которой дляисследования спроса на деньги в США в период 1952:2–1972:4 былиприменены модели частичного приспособления.37 Авторы отмечают, чтоони оценивают спрос на деньги на квартальных данных, поскольку такая37В эмпирической литературе по спросу на деньги широкое распространение получилимодели частичного приспособления (или частичной корректировки), суть которых заключается втом, что оцениваемое уравнение определяет не фактическое значение зависимой переменной, а ее«желаемый» уровень, т.е.

уравнение спроса на деньги в общем случае имеет вид:nmt*  b0   bi xit  ut , где mt* – желаемые реальные кассовые остатки, xit – факторы,i 1влияющиенаспроснаденьги.Самоприспособлениеmt  mt 1   (mt*  mt 1 )   t , где mt  M tостатков. ОткудаPtимеетследующиймеханизм:– фактическое значение реальных кассовыхmt  mt*  mt 1  mt 1   t  mt*  (1   )mt 1 , т.е. фактическое значениеспроса на денежную массу в определенный момент времени есть линейная комбинация желаемогои предыдущего значений денежной массы.

Подставив выражение дляmt* в mt , получаемnmt   b0    bi xit  (1   )mt 1   ut . Можно выделить модели:i 11)реального частичного приспособления (приспособление фактической денежноймассы к желаемому уровню происходит за счет реальных показателей):log2)Mt     log Y   r  (1   ) M t 1   (Goldfeld et al., 1973);tttPt Pt 1 номинального частичного приспособления (приспособление фактической денежнойжелаемомууровнюпроисходитзасчетноминальныхпоказателей):массыкlog     log Y   r  (1   ) M t 1    (Fair, 1987),ttPt Pt  tMtгдеM t – номинальная денежная масса; Pt – уровень цен; Yt – показатель экономическойактивности населения;tиt– ошибки.

Функционально отличие между реальным иноминальным приспособлениями определяется лаговым членом, т.е. имеет значение, какие цены –текущие и предыдущего периода – включаются. Если включаются текущие цены, то эторавносильно тому, что инфляция не оказывает влияние на спрос на деньги. Подробнее см.Дробышевский и др., 2010).34интервальная разбивка предпочтительнее с точки зрения рекомендаций дляпроведения монетарной политики.38 Большая часть исследований доГолдфельда проводилась на годовых данных за длинные промежуткивремени, и поэтому такие исследования не слишком полезны для анализатекущейситуации.Основнойцельюработыявляетсяпроверкастабильности уравнения и оценка эластичности спроса на деньги подоходу.

Авторы используют следующую спецификацию функции спроса наденьги:ln mt  a  b ln yt  c1 ln RCPt  c2 ln RTDt  d ln mt 1   t ,(1.3.1)где mt – реальная денежная масса М1, yt – реальный ВНП, RCP –процентная ставка по коммерческим бумагам, обычно выпускаемым вформе векселей, RTD – процентная ставка по срочным депозитам,  t –ошибка.Отметим, что коэффициент b представляет собой краткосрочнуюэластичность спроса на деньги по доходу, а величина b 1  d – долгосрочнаяэластичность по доходу.39 Результаты оценки, полученные авторами,приведены ниже (в скобках указаны t-статистики):ln m  0.271  0.193ln y  0.717 ln m1  0.019 ln RCP  0.045 ln RTD(2.2)(5.3)(11.5)(6.0)(4.0)R 2  0.995 .Заметим, что оцененная долгосрочная эластичность спроса на деньгипо доходу равна 0.68 с 95%-м доверительным интервалом (0.60; 0.82), т.е.полученная долгосрочная эластичность значительно меньше единицы.

Этотрактуется как экономия от масштаба, т.е. с ростом дохода спрос на деньгисо стороны агентов растет в меньшей степени (если доходы вырастут на1%, то спрос на деньги М1 вырастет на 0.7%). Авторы также показывают,38Авторы замечают, что также возможно использование сглаженных месячных данных.Интуитивное объяснение данного факта состоит в том, что в долгосрочном периодедостигается равновесие, и в этом случае индексы времени t могут быть опущены.

Тогда еслиперенести в левую часть уравнения (1.3.1) все слагаемые, относящиеся к денежной массе, токоэффициент при логарифме денежной массы будет равен (1-d). Чтобы вернуть уравнению спросана деньги привычную форму, необходимо поделить обе части уравнения на (1-d). Как следствиекоэффициент при логарифме выпуска будет равен b/(1-d).3935что на исследуемом интервале спрос на деньги может считаться стабильнойфункцией в краткосрочном периоде, а также стабилен в долгосрочномсмысле.40 На основе проведенного анализа авторы приходят к выводу, что вслучаеанализаспросанаденьгидезагрегированиеоцениваемойпеременной предпочтительнее, чем работа с агрегатами типа М1, М2, таккак оценки эластичности спроса на различные составляющие агрегатов подоходу значительно отличаются друг от друга.

Заметим также, что, помнению авторов, использование широкого агрегата (М2) искажает эффектпроцентной ставки (разные составляющие М2 по-разному реагируют наизменение процента), однако спрос на М2 обычно более стабилен, чемспрос на другие агрегаты.Основным методом исследования в работе был выбран МНК. Авторыотмечают,чтовостаткахполученногоуравненияприсутствуетавтокорреляция. В то же время неясно, на какой тест опираются авторы. Вработе приводятсярезультаты теста Дарбина–Уотсона,применениекоторого некорректно из-за наличия лагированного значения объясняемойпеременной в качестве регрессора. Для устранения автокорреляции авторыприменяют процедуру Кокрейна–Оркутта. Однако, несмотря на это,существуют опасения, что оценки, полученные авторами, несостоятельны.Последнееимеетместо,есливостаткахмоделидействительноприсутствовала автокорреляция.В дополнение к МНК Голдфельд и его соавторы применялидвухшаговыйМНК,илиметодинструментальныхпеременных.Инструментами для показателей дохода и процента служили численностьнаселения,учетнаяставка,величинагосударственныхрасходовилагированное значение денежной массы.

Характеристики

Список файлов диссертации