Добавил:
ivanov666
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз:
Предмет:
Файл:Регрессионное моделирование инфляционных процессов. Монография
.pdf
Остаток 7 21,19051 3,027216
Итого 10 57,62545
Коэффициенты
R-пересечение 32,99138 7,01539 4,702715 0,002202
–05
(M/P)
(M/P)
(M/P)
n
2
n
3
n
–2,2*10
0,00749 0,00259 2,892189 0,023244
–0,78576 0,25006 –3,14226 0,016327
Стандартная ошибка t-статистика P-значение
–06
8,13*10
–2,6609 0,032425
Рис. 5.15. Кубическая аппроксимация модели (5.40): зависимость ставки
процента от объема дефлированной денежной массы для экономики
Украины за период 2000–2010 гг.
Для экономики Украины связь между ставкой процента и
объемом денежной массы неочевидна и не очень проста: даже
кубическая зависимость характеризуется неидеальной объясняющей способностью, причем дальнейшее наращивание степени аппроксимирующего полинома не позволяет улучшить качество модели.
Обратим внимание на то, что найденный нами кубический
тренд (см. рис. 5.15) содержит отчетливо выраженный монотонно возрастающий участок, который соответствует значе-
201
ниям объема дефлированной денежной массы между 70 и 130
млрд гривен. Это значит, что при выходе денежной массы за
пределы данного промежутка (т.е. при «слишком больших» и
при «слишком малых» значениях предложения денег) правительство прибегает к достаточно жестким управляющим мерам, добиваясь прямого воздействия на факторы, формирующие спрос на деньги, и пытаясь отсечь влияние факторов, воздействующих на предложение денег напрямую, минуя спрос на
них. В указанном промежутке связь между ставкой процента и
объемом денежной массы прямая, и в этот период правительство может применять стандартную практику таргетирования
ставки процента.
5.5.2. МОДЕЛИ ДЛЯ РОССИИ
При моделировании функции коммерческой процентной
ставки мы воспользовались информацией Банка России [56]
и Федеральной службы государственной статистики (Росстата) [60] за период с 1999 по 2010 г. В качестве коммерческой
процентной ставки (R) использовано значение средневзвешенной ставки по рублевым кредитам нефинансовым организациям сроком до 1 года, дефлированная денежная масса рассчитана как отношение объёма денежного агрегата M2 к дефлятору
ВВП (M/P).
На рис. 5.16 изображен график зависимости процентной
ставки от объема денежной массы. По нашему мнению, эта зависимость нелинейна, и она может быть описана, например
квадратичной, кубической функцией или функцией более высоких степеней.
Прежде всего, представим квадратичную зависимость:
Rn = 2,16*10-6*(M/P)
2
– 0,018*(M/P)n + 46,887. (5.41)
n
Функция является адекватной, поскольку R2=0,692,
F-критерий значим и все коэффициенты регрессии значимы на
уровне значимости 5% (таблица 5.38).
202
Рис. 5.16. Зависимость процентной ставки от объёма дефлированной
денежной массы для России с 1999 по 2010 г.
Таблица 5.38
Эконометрические характеристики квадратичной модели
процентной ставки (5.41) для России с 1999 по 2010 г.
Регрессионная статистика
Множественный R 0,831635
R-квадрат 0,691616
Нормированный
R-квадрат 0,623087
Стандартная
ошибка 5,247106
Наблюдения 12
Дисперсионный анализ
df SS MS F Значимость F
Регрессия 2 555,7201 277,86 10,09221 0,005022
Остаток 9 247,7891 27,53212
Итого 11 803,5092
Коэффициенты
R-пересечение 46,88688 7,830428 5,987779 0,000206
(M/P) –0,01823 0,005278 –3,45485 0,007219
(M/P)
2
2,16*10
-06
Стандартная ошибка t-статистика P-значение
-07
7,49*10
2,886375 0,01799
203
Кубическая функция, полученная исходя их тех же данных,
имеет вид:
Rn = –1,2*10-9*(M/P)
3
+ 1,5*10-5*(M/P)
n
2
– 0,06*(M/P)n +
n
+83,817. (5.42)
Она имеет более высокие объясняющие характеристики,
представленные в таблице 5.39: R2=0,872, F-критерий значим,
стандартная ошибка аппроксимации значительно уменьшилась
по сравнению с моделью (5.41), все коэффициенты регрессии
значимы на уровне значимости 1%.
Таблица 5.39
Эконометрические характеристики кубической модели
процентной ставки (5.42) для России с 1999 по 2010 г.
Регрессионная статистика
Множественный R 0,933927
R-квадрат 0,872219
Нормированный
R-квадрат 0,824301
Стандартная
ошибка 3,582482
Наблюдения 12
Дисперсионный анализ
df SS MS F Значимость F
Регрессия 3 700,8358 233,6119 18,2023299 0,000622
Остаток 8 102,6734 12,83418
Итого 11 803,5092
Коэффициенты
R-пересечение 83,81686 12,21476 6,861932 0,00012941
(M/P) –0,05984 0,012886 –4,6435 0,00165864
(M/P)
(M/P)
2
3
1,53*10
–1,2*10
–05
–09
Стандартная ошибка t-статистика P-значение
–06
3,95*10
3,67*10
3,8821 0,00466094
–10
–3,36258 0,00989379
Также исходя из рис. 5.16. мы предположили существование гиперболической зависимости учётной ставки от объёма
дефлированной денежной массы, она описывается следующей
функцией:
204
(5.43)
где b0, b1, b2 – параметры модели, определяющиеся с помощью
метода наименьших квадратов.
В результате регрессионного анализа в пакете STATISTICA
Release 7 нами получена следующая формула:
(5.44)
,
Модель (5.44) имеет более высокие объясняющие характеристики по сравнению с ранее приведенными функциями (5.41)
и (5.42): R2=0,993, F-критерий значим и все коэффициенты регрессии значимы на уровне значимости 1% (см. таблицу 5.40).
Таблица 5.40
Эконометрические характеристики гиперболической
модели процентной ставки (5.44) для России
с 1999 по 2010 г.
Дисперсионный анализ
df SS MS F Значимость F
Регрессия 3 3834,384 1278,128 457,4501 0,000000
Остаток 9 25,146 2,794
Итого 12 3859,530
Коэффициенты
b0 9,918 0,832 11,92297 0,000001
b1 5023,015 1153,789 4,35349 0,001841
b2 977.755 37.993 25,73484 0,000000
Стандартная ошибка t-статистика P-значение
Линия тренда, представленного гиперболической функцией, изображена на рис. 5.17. Она наглядно демонстрирует адекватность модели исходным данным и подтверждает эффективность оценки её параметров.
205
R=b0+b1*(1/((M /P) - b2))
R=9.918+5023.015*(1/((M/P)-977.755))
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
1000 2000 3000 4000 5000 6000 7000
0
5
10
15
20
25
30
35
40
45
50
R, %
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
(М/Р), млрд руб.
Рис. 5.17. Кривая предложения денег, представленная аппроксимирующим
трендом (5.44), для России с 1999 по 2010 г.
Общий вывод для России заключается в том, что в этой
стране объем денежной массы является хорошо управляемым
параметром, причем важным инструментом этого управления
(в отличие от Украины) является процентная ставка: более высокое ее значение в целом соответствует снижению объема денежных активов, более низкое – его наращиванию. Это значит,
что важнейшим фактором, предопределяющим объем предложения денег в такой экономике, является спрос на них.
Поэтому связь между ставкой процента и реальной стоимостью денежных активов в нашей стране является не прямой,
как это предполагает теория, а обратной, т.е. кривая предложения денег в целом выглядит так, как должна была бы выглядеть
кривая спроса. Данный вывод верен в целом на качественном
уровне, на длительном временнóм интервале, если отвлечься от
некоторых флуктуационных деталей, вносящих возмущения в
достаточно прозрачную и хорошо моделируемую связь ставки
процента с объемом предложения денег.
206
Выводы
Расчет зависимости между ставкой процента и объемом денежной массы позволяет понять, что в макросистеме существуют значимые закономерности, связывающие эти два параметра.
Следовательно, попытки эмиссионных банков добиться установления «равновесной» процентной ставки, которая уравнивала бы спрос на денежные активы с их предложением, не всегда являются удачным решением.
Изменение процентной ставки
имеет собственную логику, «привязанную» к объему денежной
массы, находящейся в обращении. Разумеется, эта логика меняется со временем, поэтому трудно ожидать, что однажды найденная зависимость позволит спрогнозировать значение среднегодовой ставки процента на долгие годы вперед. Однако знание и понимание этой связи между процентной ставкой и объемом денежной массы позволило бы эмиссионным банкам и правительствам по крайней мере в текущем периоде опираться на
объективные закономерности при регулировании монетарной
сферы, не тратя усилий на бесплодные попытки противодействия экономическим законам.
5.6. МОДЕЛИ ЗАВИСИМОСТИ ИНФЛЯЦИИ
ОТ ОБЪЁМА ДЕНЕЖНОЙ МАССЫ
В классической экономической теории давно известен и
считается аксиомой тот факт, что избыток денежной массы в
макросистеме провоцирует инфляцию. На этом основаны, в
частности, рекомендации международных финансовых организаций по стабилизации финансовых систем некоторых стран,
направленные на максимально возможное сжатие объема денежной массы. Однако эти рекомендации, являющиеся одним
из краеугольных камней так называемого вашингтонского консенсуса, представляют собой грубый логический промах.
Из того, что избыток денежной массы провоцирует инфляцию (допустим, что это действительно так), не вытекает, что
сжатие денежной массы позволит обуздать инфляционные процессы [39, 40]. Если открытие кингстонов на корабле приводит
к его погружению под воду, отсюда не следует, что закрытие
207
кингстонов обеспечит его всплытие на поверхность. Для того
чтобы поднять корабль после затопления, необходимы иные алгоритмы, иная логика действий. Примерно то же самое можно
сказать и о механизмах управления инфляцией.
К тому же многие страны на своем опыте убедились в том,
что сжатие денежной массы способно также подхлестнуть инфляцию
[20, 30]. Когда деньги оказываются в дефиците, они дорожают, взлетает коммерческая ставка процента. А поскольку заемные денежные средства выступают необходимым фактором почти любого производственного процесса, то увеличение процентной ставки означает рост издержек и, следовательно, провоцирует рост цен во всей макросистеме.
Таким образом, сжимая денежную массу, правительство
тем
самым под лозунгом борьбы с инфляцией способствует
развертыванию инфляционных процессов. Этот механизм хорошо известен, в частности, в России, где в середине 1990-х годов сжатие объемов денежной массы привело к так называемому кризису неплатежей, искусственно вызванному действиями правительства, нарастившего внутренний государственный
долг. Кроме того, сжатие объемов денежной массы
приводит к
тому, что каналы денежного обращения заполняются финансовыми суррогатами взамен полноценных, ликвидных денег. Следовательно, предпринимаемые правительством меры по сжатию денежной массы не приводят к существенному уменьшению объемов этой массы, зато в значительной степени ухудшают ее качество [36].
При этом эмиссию и обращение финансовых неликвидов
правительство
неспособно эффективно контролировать, к тому
же «плохие» деньги в обращении опасны тем, что при их поступлении частные агенты могут не платить налоги, поэтому бюджеты всех уровней недосчитываются доходов. Это же касается и бартерных сделок, объем которых резко возрастает в периоды удорожания денег. Естественно, что чем дороже деньги
тем больше желания преодолеть их дефицит испытывают частные агенты, вносящие посильный вклад в разбухание денежной массы посредством эмиссии финансовых суррогатов различных видов.
,
208
Прибавим к этому тот факт, что удорожание денег в экономике означает взлет коммерческой ставки процента, которая отрывается от ставки рефинансирования, перестающей выполнять стандартную регулирующую роль. Тем самым, один из
важнейших рычагов воздействия на монетарную систему выпадает из рук правительства.
Таким образом, широко рекламируемое экспертами МВФ
сжатие объемов денежной массы как инструмент стабилизации денежного обращения разве что по иронии может быть названо обретением контроля над монетарной системой страны.
На самом деле, как мы видим, следование этим рекомендациям
приводит к тому, что механизмы денежного обращения в значительной мере выходят из-под контроля правительства.
Во время кризиса 2008–2009 годов многие развитые страны испытали на себе феномен дефицита ликвидности: нехватка денег в обороте способна парализовать процессы денежного обращения столь же легко, как и их избыток. Механизм этого процесса, когда недостаток денежной массы разогревает инфляцию, в общих чертах понятен, но во всех без исключения
странах он недостаточно исследован, в том числе в количественном аспекте.
Во всяком случае, с точки зрения современных теоретических подходов не подлежит сомнению тот факт, что избыток и
нехватка денежной массы одинаково опасны для стабильности
денежного обращения, они в равной степени препятствуют эффективному управлению инфляционными процессами. Иначе
говоря, стабилизация денежных рынков требует, чтобы объем
денежной массы был не слишком мал и не слишком велик, поскольку и в том, и в другом случае неизбежно нарастание инфляции. Темп инфляции должен быть минимален при некотором среднем, умеренном количестве денег в обращении.
Таким образом, связь между темпами инфляции и объемом
денежной массы является нелинейной. Представления о нелинейном характере взаимосвязей в современных экономических системах, наконец, начинают распространяться и на монетарную сферу, которая до недавнего времени была в извест-
209
ной мере изолирована от исследований в области нелинейной
динамики.
Этот факт означает, что моделирование связи между темпами инфляции и объемом денежной массы в реальных макросистемах должно предполагать наличие нелинейного тренда, и
простейшими кривыми, которые могли бы быть испробованы
на эту роль, являются кривые второго порядка.
Мы построили график зависимости дефлятора ВВП от
логарифма объёма денежной массы в экономике Украины за
2000–2010 гг. (рис. 5.18). Как видим, предположение о прямой
линейной связи двух показателей не подтверждается эмпирическими данными, во всяком случае в макросистеме Украины
за исследуемый период. Проведенный ранее в главе 2 факторный анализ инфляционных процессов в современной экономике Украины также не подтверждает этой гипотезы [22, 24].
Рис. 5.18. Зависимость темпов инфляции от логарифма объёма денежной
массы в Украине за период 2000–2010 гг.
Поскольку график, изображённый на рис. 5.18, лучше всего аппроксимировать с помощью полинома шестой степени, а
количество наблюдений не позволяет получить адекватную модель такого рода, мы попробуем построить функции четвёртой
степени, отбрасывая сначала последние два наблюдения, а затем выполняя временной сдвиг.
210
Соседние файлы в предмете [НЕСОРТИРОВАННОЕ]