4.3. Тесты на коинтеграцию

Результаты теста на коинтеграцию (оценка векторной модели

коррекции ошибок) дают следующие стационарные линейные ком_

бинации (более подробно см. Приложение 2):

pt 5.18pt *−1.08st ( pt −pt*) −0.63st pt −0.96st (4.3)

(2.3) (8.9) (6.4) (6,67)

Мы видим, что коэффициент при ценах за рубежом в первой

модели (модели без ограничений) имеет знак, противоположный

предсказываемому теорией. Попытаемся интерпретировать полу_

ченные линейные комбинации. Согласно модели Тейлора коэффи_

циенты в линейной комбинации определяются по формулам (1.8).

Коэффициент ϕ, характеризующий средний коэффициент про_

порциональности между процентными изменениями цен торгуе_

мых и неторгуемых товаров, определяется согласно модели Ба_

ласса–Самуэльсона различиями в совокупных факторных произ_

водительностях в секторах торгуемых товаров двух стран. Линей_

ные комбинации (4.3) являются свидетельством в пользу теории

паритета покупательной способности даже в случае нестационар_

ности исследуемых рядов. Отметим особенность полученного ре_

зультата: тесты причинности Грейнджера указывают на то, что во

второй и третьей линейных комбинациях (4.3) номинальный об_

менный курс является экзогенной переменной, а цены – эндоген_

ной. Отсюда следует вывод о том, что на величину коэффициентов

0,63 и 0,96 существенно влияет эффект переноса обменного курса

в цены товаров и услуг (см., например, Goldberg, Knetter, 1997).

Перенос обменного курса в цены, т.е. изменение потребитель_

ских цен при колебаниях обменного курса, может быть достаточно

сильным в развивающихся странах. Если значительную часть по_

требительской корзины составляют импортируемые товары20, то

рост номинального обменного курса приведет к росту рублевых

цен импортируемых товаров, что в свою очередь повлечет рост

индекса потребительских цен. Поскольку в течение рассматривае_

мого периода времени объем импорта не превышал половины

объема конечного потребления, величина коэффициентов не мо_

жет быть объяснена только переносом обменного курса, что ука_

зывает на действие и других механизмов, связывающих цены и

обменный курс, в частности, увеличения внутренних цен при росте

мировых цен на экспортируемые товары, монетарных факторов,

эффекта Баласса–Самуэльсона и других причин.

Таким образом, полученные результаты указывают на выполне_

ние относительного паритета покупательной способности для рос_

сийской экономики в долгосрочной перспективе, но, как и ожида_

лось, обнаружены значительные краткосрочные колебания реаль_

ного обменного курса вокруг равновесного уровня.

Ниже делается попытка определить степень влияния на вола_

тильность реального обменного курса в среднесрочной перспек_

тиве различных факторов, таких как цены торгуемых и неторгуемых

товаров, а также рост совокупной факторной производительности.

Результаты теста на коинтеграцию (оценка векторной модели

коррекции ошибок) дают следующие стационарные линейные ком_

бинации (более подробно см. Приложение 2):

pt 5.18pt *−1.08st ( pt −pt*) −0.63st pt −0.96st (4.3)

(2.3) (8.9) (6.4) (6,67)

Мы видим, что коэффициент при ценах за рубежом в первой

модели (модели без ограничений) имеет знак, противоположный

предсказываемому теорией. Попытаемся интерпретировать полу_

ченные линейные комбинации. Согласно модели Тейлора коэффи_

циенты в линейной комбинации определяются по формулам (1.8).

Коэффициент ϕ, характеризующий средний коэффициент про_

порциональности между процентными изменениями цен торгуе_

мых и неторгуемых товаров, определяется согласно модели Ба_

ласса–Самуэльсона различиями в совокупных факторных произ_

водительностях в секторах торгуемых товаров двух стран. Линей_

ные комбинации (4.3) являются свидетельством в пользу теории

паритета покупательной способности даже в случае нестационар_

ности исследуемых рядов. Отметим особенность полученного ре_

зультата: тесты причинности Грейнджера указывают на то, что во

второй и третьей линейных комбинациях (4.3) номинальный об_

менный курс является экзогенной переменной, а цены – эндоген_

ной. Отсюда следует вывод о том, что на величину коэффициентов

0,63 и 0,96 существенно влияет эффект переноса обменного курса

в цены товаров и услуг (см., например, Goldberg, Knetter, 1997).

Перенос обменного курса в цены, т.е. изменение потребитель_

ских цен при колебаниях обменного курса, может быть достаточно

сильным в развивающихся странах. Если значительную часть по_

требительской корзины составляют импортируемые товары20, то

рост номинального обменного курса приведет к росту рублевых

цен импортируемых товаров, что в свою очередь повлечет рост

индекса потребительских цен. Поскольку в течение рассматривае_

мого периода времени объем импорта не превышал половины

объема конечного потребления, величина коэффициентов не мо_

жет быть объяснена только переносом обменного курса, что ука_

зывает на действие и других механизмов, связывающих цены и

обменный курс, в частности, увеличения внутренних цен при росте

мировых цен на экспортируемые товары, монетарных факторов,

эффекта Баласса–Самуэльсона и других причин.

Таким образом, полученные результаты указывают на выполне_

ние относительного паритета покупательной способности для рос_

сийской экономики в долгосрочной перспективе, но, как и ожида_

лось, обнаружены значительные краткосрочные колебания реаль_

ного обменного курса вокруг равновесного уровня.

Ниже делается попытка определить степень влияния на вола_

тильность реального обменного курса в среднесрочной перспек_

тиве различных факторов, таких как цены торгуемых и неторгуемых

товаров, а также рост совокупной факторной производительности.