4.4. Включение в модель цен торгуемых и неторгуемых товаров
К оглавлению1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 1617 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33
34 35 36 37
Начнем с исследования влияния различий в динамике цен тор_
гуемых и неторгуемых товаров. Следуя методике (Engel, 1993), ис_
пользуя уравнение (1.5), можно получить:
( *) ( 1)( ) ( * 1)( * N *)
t
T
t
N
t
T
t
T
t
T
qt st −pt −p −p −p −p p .
Из всех этих величин нам доступны только данные по реальному
обменному курсу и российским ценам торгуемых и неторгуемых
товаров, да и те с годовой периодичностью (8 точек). Оставляя в
выражении только доступные нам ряды, приходим к регрессии:
t
N
t
T
t
T
(qt −st −pt ) (−1)( p −p ) . (4.4)
в последние годы импорт стал замещаться товарами отечественного производства.
В результате в последние 2–3 года эта величина составила около 25%.
Оценивание уравнения по методу наименьших квадратов (см.
Приложение 3) дает значимую оценку коэффициента около 4,5.
Небольшая длина ряда (годовые данные) не позволяет обнаружить
и произвести коррекцию модели на автокорреляцию и гетероске_
дастичность. Полученное значение коэффициента не укладывается
в рамки модели Тейлора, согласно которой оно должно характери_
зовать долю торгуемых товаров в потребительской корзине. Это
может быть следствием небольшого количества точек, погрешно_
стей способа построения индекса цен торгуемых товаров или вы_
сокой корреляции чрезвычайно волатильного номинального об_
менного курса с ценами торгуемых товаров, что, в свою очередь,
может быть результатом эффекта переноса обменного курса в це_
ны, т.е. увеличения общего уровня цен из_за роста цен на импорт_
ные товары при увеличении обменного курса.
Начнем с исследования влияния различий в динамике цен тор_
гуемых и неторгуемых товаров. Следуя методике (Engel, 1993), ис_
пользуя уравнение (1.5), можно получить:
( *) ( 1)( ) ( * 1)( * N *)
t
T
t
N
t
T
t
T
t
T
qt st −pt −p −p −p −p p .
Из всех этих величин нам доступны только данные по реальному
обменному курсу и российским ценам торгуемых и неторгуемых
товаров, да и те с годовой периодичностью (8 точек). Оставляя в
выражении только доступные нам ряды, приходим к регрессии:
t
N
t
T
t
T
(qt −st −pt ) (−1)( p −p ) . (4.4)
в последние годы импорт стал замещаться товарами отечественного производства.
В результате в последние 2–3 года эта величина составила около 25%.
Оценивание уравнения по методу наименьших квадратов (см.
Приложение 3) дает значимую оценку коэффициента около 4,5.
Небольшая длина ряда (годовые данные) не позволяет обнаружить
и произвести коррекцию модели на автокорреляцию и гетероске_
дастичность. Полученное значение коэффициента не укладывается
в рамки модели Тейлора, согласно которой оно должно характери_
зовать долю торгуемых товаров в потребительской корзине. Это
может быть следствием небольшого количества точек, погрешно_
стей способа построения индекса цен торгуемых товаров или вы_
сокой корреляции чрезвычайно волатильного номинального об_
менного курса с ценами торгуемых товаров, что, в свою очередь,
может быть результатом эффекта переноса обменного курса в це_
ны, т.е. увеличения общего уровня цен из_за роста цен на импорт_
ные товары при увеличении обменного курса.