4.1. Тесты первой стадии

Курсовая политика Центрального Банка России претерпевала

довольно значительные изменения на протяжении рассматривае_

мого периода времени (1992–2004 гг.). Как и в большинстве зару_

бежных работ (см., например, Taylor, 2000), в данном исследова_

нии основное внимание сосредоточено на проверке выполнения

теории паритета покупательной способности в долгосрочной пер_

спективе и оценке времени полувозврата, которая составляет

обычно несколько лет. Это делает нецелесообразным разбиение

рассматриваемого короткого интервала времени на подпериоды.

Поэтому мы не будем отличать шоки, возникшие в результате дей_

ствий Центрального Банка, от других номинальных шоков.

Инфляция в России в течение переходного периода была до_

вольно значительной, что дает основания для проведения тестов

РРР первой стадии путем оценивания уравнения (3.1), а также об_

ратной регрессии (более подробно см. в Приложении 1):

st −0.62 0.79( pt −pt*) t ; (4.1)

(6.7) (53) = –1.97(0.047)

pt −pt* 1.0 1.21st t (4.2)

(10.3) (53) = –1.99(0.044),

где st – логарифм обменного курса; pt – логарифм индекса цен в

России; pt* – логарифм индекса цен в США.

В скобках под коэффициентами приведены значения t_статистик.

Затем приведено значение тау_статистики, полученное при про_

верке на стационарность остатков регрессии с помощью теста

Дикки–Фуллера, в скобках приведено p_value статистики.

Как видно из результатов оценок, полученные коэффициенты

(0,79 и 1,21 соответственно) отображают взаимные зависимости

цен и обменного курса. Тот факт, что в первом случае коэффици_

ент пропорциональности меньше единицы, а во втором – больше,

может быть результатом смещения (см. работу Krugman, 1978),

которое возникает в случае гибких цен и политики Центрального

Банка по сглаживанию реальных шоков. Остатки регрессии ста_

ционарны, что говорит о соответствии результатов оценивания

теории.

Аналогичные результаты получаются, если в модель (3.1) под_

ставить запаздывающие значения цен и номинального обменного

курса, – коэффициенты при соответствующих показателях, а также

их запаздывающих значениях оказываются близкими к 1.

Далее, для того чтобы проверить корректность полученных ре_

зультатов, необходимо выполнить тесты второй стадии – проверку

исследуемых рядов на стационарность19.

Курсовая политика Центрального Банка России претерпевала

довольно значительные изменения на протяжении рассматривае_

мого периода времени (1992–2004 гг.). Как и в большинстве зару_

бежных работ (см., например, Taylor, 2000), в данном исследова_

нии основное внимание сосредоточено на проверке выполнения

теории паритета покупательной способности в долгосрочной пер_

спективе и оценке времени полувозврата, которая составляет

обычно несколько лет. Это делает нецелесообразным разбиение

рассматриваемого короткого интервала времени на подпериоды.

Поэтому мы не будем отличать шоки, возникшие в результате дей_

ствий Центрального Банка, от других номинальных шоков.

Инфляция в России в течение переходного периода была до_

вольно значительной, что дает основания для проведения тестов

РРР первой стадии путем оценивания уравнения (3.1), а также об_

ратной регрессии (более подробно см. в Приложении 1):

st −0.62 0.79( pt −pt*) t ; (4.1)

(6.7) (53) = –1.97(0.047)

pt −pt* 1.0 1.21st t (4.2)

(10.3) (53) = –1.99(0.044),

где st – логарифм обменного курса; pt – логарифм индекса цен в

России; pt* – логарифм индекса цен в США.

В скобках под коэффициентами приведены значения t_статистик.

Затем приведено значение тау_статистики, полученное при про_

верке на стационарность остатков регрессии с помощью теста

Дикки–Фуллера, в скобках приведено p_value статистики.

Как видно из результатов оценок, полученные коэффициенты

(0,79 и 1,21 соответственно) отображают взаимные зависимости

цен и обменного курса. Тот факт, что в первом случае коэффици_

ент пропорциональности меньше единицы, а во втором – больше,

может быть результатом смещения (см. работу Krugman, 1978),

которое возникает в случае гибких цен и политики Центрального

Банка по сглаживанию реальных шоков. Остатки регрессии ста_

ционарны, что говорит о соответствии результатов оценивания

теории.

Аналогичные результаты получаются, если в модель (3.1) под_

ставить запаздывающие значения цен и номинального обменного

курса, – коэффициенты при соответствующих показателях, а также

их запаздывающих значениях оказываются близкими к 1.

Далее, для того чтобы проверить корректность полученных ре_

зультатов, необходимо выполнить тесты второй стадии – проверку

исследуемых рядов на стационарность19.