авторефераты диссертаций БЕСПЛАТНАЯ РОССИЙСКАЯ БИБЛИОТЕКА - WWW.DISLIB.RU

АВТОРЕФЕРАТЫ, ДИССЕРТАЦИИ, МОНОГРАФИИ, НАУЧНЫЕ СТАТЬИ, КНИГИ

 
<< ГЛАВНАЯ
АГРОИНЖЕНЕРИЯ
АСТРОНОМИЯ
БЕЗОПАСНОСТЬ
БИОЛОГИЯ
ЗЕМЛЯ
ИНФОРМАТИКА
ИСКУССТВОВЕДЕНИЕ
ИСТОРИЯ
КУЛЬТУРОЛОГИЯ
МАШИНОСТРОЕНИЕ
МЕДИЦИНА
МЕТАЛЛУРГИЯ
МЕХАНИКА
ПЕДАГОГИКА
ПОЛИТИКА
ПРИБОРОСТРОЕНИЕ
ПРОДОВОЛЬСТВИЕ
ПСИХОЛОГИЯ
РАДИОТЕХНИКА
СЕЛЬСКОЕ ХОЗЯЙСТВО
СОЦИОЛОГИЯ
СТРОИТЕЛЬСТВО
ТЕХНИЧЕСКИЕ НАУКИ
ТРАНСПОРТ
ФАРМАЦЕВТИКА
ФИЗИКА
ФИЗИОЛОГИЯ
ФИЛОЛОГИЯ
ФИЛОСОФИЯ
ХИМИЯ
ЭКОНОМИКА
ЭЛЕКТРОТЕХНИКА
ЭНЕРГЕТИКА
ЮРИСПРУДЕНЦИЯ
ЯЗЫКОЗНАНИЕ
РАЗНОЕ
КОНТАКТЫ


Pages:     | 1 | 2 ||

  статистический анализ монетарного фактора инфляции в россии

-- [ Страница 3 ] --

где– инфляция (получена как разность логарифмов индексов потребительских цен за текущий и предыдущий период), – темпы роста денежного агрегата М1, включающего в себя наличные деньги и депозиты до востребования физических лиц и нефинансовых организаций (получены как разность логарифмов индексов агрегата М1 за текущий и предыдущий период),– темпы прироста реального ВВП (получены как разность логарифмов индексов реального ВВП за текущий и предыдущий период), – случайная ошибка,– неизвестные оцениваемые параметры.

Оценка уравнения регрессии, полученная методом наименьших квадратов на статистических данных по 41 государству, усредненных на временном интервале с 1980 по 2008 гг., выглядит следующим образом:

= –2,231+1,161m–0,686y, (5)

[9,94] [–6,57]

R2=0,72; = 0,871; F = 59,76.

Расчетные значения t-статистики, приведенные в скобках, свидетельствуют о значимости коэффициентов уравнения. Таким образом, к увеличению уровня цен ведет рост денежного предложения, а к снижению уровня цен при прочих равных условиях ведет рост реального ВВП в экономике. Это позволяет говорить о подтверждении основных положений КТД посредством построения и оценивания межстрановой регрессии.

Несмотря на статистическое подтверждение справедливости балансового соотношения, постулируемого данной теорией, очевидным является нетривиальный характер указанной зависимости для стран с относительно высокими темпами роста денежной массы и инфляции, что позволяет сделать вывод о необходимости при изучении монетарной природы инфляционных процессов разработать индивидуальный подход для каждой страны.

Ряд специализированных исследований эмпирически подтверждают, что в странах, экономика которых характеризуется стабильно низкой инфляцией, развитость финансовых рынков позволяет центральному банку контролировать денежное предложение в соответствии с наблюдаемой динамикой спроса на деньги. Таким образом, увеличение объема денежной массы в подобной ситуации не должно в значительной степени способствовать нарастанию инфляционного давления в экономике.

Очевидно, что еще более актуальной указанная проблематика представляется и для России. При набирающей в настоящее время все большую силу гипотезе об отсутствии значимого влияния со стороны денежных показателей на инфляционные процессы в развитых государствах, монетарный характер инфляции в Российской Федерации по-прежнему не отвергается большинством отечественных и зарубежных экономистов. Вместе с тем, хотя в отечественной экономике монетарный фактор играет немаловажную роль в зарождении инфляционных процессов, проблема статистической оценки специфики его взаимодействия с ценами в России представляется сложной.

В диссертации построена модель инфляционных процессов в России, предполагающая декомпозицию потребительской инфляции на «инфляцию спроса», «инфляцию предложения» и инфляционные ожидания. Такой подход позволяет выявить четкую взаимосвязь между динамикой денежного предложения и темпами роста общего уровня цен в российской экономике. Для этой цели в работе предложена методика построения уравнения российской потребительской инфляции в форме модели коррекции ошибок. Параметры указанной модели оценивались на выборке январь 1999 г. – июнь 2008 года. Более поздние статистические данные при оценивании модели не использовались по причине наблюдавшихся начиная со второго полугодия 2008 г. последствий мирового финансового и экономического кризиса, которые временно усложнили идентификацию фундаментальных факторов спроса на деньги в России, традиционно характерных для более стабильных режимов функционирования экономики.

С целью вычисления «инфляции спроса» было построено и с помощью метода наименьших квадратов оценено уравнение спроса на деньги для российской экономики следующего вида:

=–0,411–0,062Mt-1+0,152Yt-1–0,290Et-1–0,322Et+0,033dIPO–0,013dCRIS (6)

[–2,58] [2,96] [–2,18] [–1,98] [5,75] [–2,61]

R2 = 0,38; = 0,002; F = 5,48,

где M – логарифм реальной денежной массы (по денежному агрегату М2, сезонно сглаженный); M– темпы роста реальной денежной массы (по денежному агрегату М2); Y – логарифм индекса промышленного производства (сезонно сглаженный); E – темпы укрепления номинального курса доллара США к рублю (сезонно сглаженные); dIPO – дамми-переменная для крупных первичных размещений ценных бумаг в марте-августе 2007 г.; dCRIS – дамми-переменная, обозначающая период кризиса в российской банковской системе в мае-августе 2004 г.

На основании оценок уравнения (6) можно вычислить показатель величины монетарного разрыва в экономике России, представляющий собой основной фундаментальный фактор «инфляции спроса» (рис. 6):

 Статистическая оценка монетарного разрыва по функции спроса на-19

Рис. 6. Статистическая оценка монетарного разрыва

по функции спроса на деньги для российской экономики (%)

Как видно из приведенного выше графика, на протяжении периода с 1999 по 2008 гг. монетарный разрыв, согласно полученным статистическим оценкам, находился как в положительной, так и в отрицательной области. Это означает, что в первом случае монетарный фактор оказывал повышательное, а во втором случае – сдерживающее воздействие на цены в России.

Далее на базе процедуры Йохансена были получены основные параметры «фактора предложения» инфляции. «Фактор спроса» инфляции при этом может быть представлен как отклонение фактической инфляции от «фактора предложения» в виде долгосрочного коинтеграционного соотношения следующего вида:

* = – 0,300x1 – 0,259x2 – 0,138x3, (7). [2,68] [3,32] [2,10]

R2=0,29; = 0,004; F = 7,48,

где x1 – месячный темп прироста средних издержек предприятий на оплату труда персонала, x2 – месячный темп прироста индекса цен на услуги жилищно-коммунального хозяйства, x3 – месячный темп прироста «импортируемой инфляции», рассчитанный на базе стоимости операционного ориентира курсовой политики Банка России – бивалютной корзины (0,55 доллара США и 0,45 евро), с поправкой на инфляцию в США и странах еврозоны. Показатели x1, x2, x3 в целом отражают динамику «фактора предложения» как компоненты предельных издержек производителей.

В результате оцененная с помощью метода наименьших квадратов по месячным данным на временном интервале январь 2001 – июнь 2008 гг. модель потребительской инфляции для российской экономики приобрела следующий вид:

=2,810-5 – 0,106*t-1 + 0,049t-1 + 0,020x4t, (8)

[–2,81] [2,29] [3,57]

R2 = 0,36; = 0,010; F = 16,54,

где – долгосрочное коинтеграционное соотношение («фактор спроса»), – месячный прирост уровня потребительской инфляции, x4 – величина монетарного разрыва в России. Следует отметить, что прирост уровня потребительской инфляции с месячным лагом рассматривается как показатель инфляционных ожиданий в экономике, которые в предлагаемой модели имеют инерционный характер и формируются адаптивным образом.

Значения t-статистики, приведенные в скобках, свидетельствуют о значимости коэффициентов уравнения (8). Результаты оценивания модели инфляции показали, что избыточное предложение денег оказывает ускоряющее воздействие на инфляцию относительно роста предельных издержек производителей.

В ходе проведенного исследования выявлено, что факторы спроса и предложения дополняют друг друга при зарождении инфляционных процессов в российской экономике. В частности, динамика рядов потребительской инфляции и предельных издержек производителей (рис.7), определенных как линейная комбинация показателей средних издержек на оплату труда, регулируемых цен и «импортируемой инфляции», характеризуется сонаправленностью, что в целом позволяет говорить об адекватности оценки «инфляции предложения», полученной по уравнению (8).

Рис.7. Статистическая оценка предельных издержек производителей

и потребительская инфляция в России

(в % к соответствующему месяцу предыдущего года)

Несмотря на то, что монетарный разрыв не может считаться фактором, в полной мере объясняющим динамику уровня цен в России, можно отметить, что ускорение темпов инфляции относительно темпов роста издержек производителей, согласно расчетам, происходит именно в те периоды, когда предложение денег в экономике является избыточным. Таким образом, на основании полученных в диссертационной работе результатов было установлено, что «фактор спроса» и «фактор предложения» потребительской инфляции в России поддаются идентификации.

Как представляется, важность и актуальность последнего вывода связана с тем, что в практической деятельности центрального банка по реализации мер денежно-кредитной политики особое место занимает проблема выявления компонент инфляции, связанных с совокупным спросом в экономике, а именно «фактора спроса». Проведенный в работе анализ показывает, что «фактор спроса» неотъемлемо связан с монетарным фактором. В то же время, «фактор предложения» в меньшей степени поддается влиянию со стороны центрального банка.

На рис.8 проведено сопоставление отклонения фактического ИПЦ от индекса цен, обусловленного ростом издержек производителей («инфляция спроса»), и монетарного разрыва, рассчитанных на основе коэффициентов уравнений (6) и (8).

Рис.8. Монетарный разрыв и превышение инфляции над предельными издержками производителей в России

(в % к соответствующему месяцу предыдущего года)

Учитывая результаты, полученные по итогам выполненных модельных расчетов, можно сделать вывод о том, что динамика денежных агрегатов играет существенную роль для Банка России при планировании им собственной политики. Проведенные статистические исследования показывают, что планируемое введение режима инфляционного таргетирования в России в среднесрочной перспективе не должно повлиять на управление центральным банком монетарными показателями для достижения приемлемых уровней инфляции в экономике.

Несмотря на то, что формирование конкретных целей по темпам роста денежной массы не представляется в настоящее время для Банка России обязательным элементом реализации денежно-кредитной политики, задача непрерывного мониторинга монетарных индикаторов по-прежнему должна иметь одно из приоритетных значений и не терять свою актуальность в современной деятельности центрального банка.

В заключении диссертационной работы обобщены результаты проведённого статистического исследования, сформулированы основные выводы и даны рекомендации по их практическому использованию.

По теме диссертации опубликованы следующие работы:

Публикации в журналах, рекомендованных ВАК Минобрнауки России:

  1. Поршаков А. Эмпирическое исследование положений количественной теории денег на основе межстрановой методологии // Деньги и кредит. – 2010. – №7. – 0,5 п.л.
  2. Поршаков А., Пономаренко А. Проблемы идентификации и моделирования взаимосвязи монетарного фактора и инфляции в российской экономике // Вопросы экономики. – 2008. – № 7. – С. 61-77. – 1,0 п.л. (авторские – 0,5 п.л.).
  3. Васильева Е., Пономаренко А., Поршаков А.   Краткосрочные процентные ставки и состояние ликвидности денежного рынка в России на фоне мирового финансового кризиса // Вопросы экономики. – 2009. № 8. – C. 66-85. – 1,2 п.л. (авторские – 0,4 п.л.).

Другие публикации:



Pages:     | 1 | 2 ||
 





 
© 2013 www.dislib.ru - «Авторефераты диссертаций - бесплатно»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.