4.2. Результати оцінювання
По-перше, цей метод досить успішний для оцінки функцій реак-ції саме у вигляді Го ™ АГД-1ооктд, де права частина містить очікуваних значення випуску, інфляції або обмінного курсу, не так на- блюдаются безпосередньо в момент прийняття рішень. По-друге, цей метод допомагає запобігти потенційну помилку зміщення параметрів при одночасному оцінюванні (51тіІапеІу Иаз): коли інструмент політики змінюється у відповідь на очікувані шоки інфляції, випуску та обмінного курсу, але, в свою чергу, може в той же момент впливати на ці змінні.
Щоб оцінити рівняння методом ЗМІ, ми повинні вибрати вектор інструментів, що складається з змінних, значення яких відомі в момент часу, коли приймаються рішення про визначення поточних параметрів грошово-кредитної політики. Слідуючи С1апда, Саї, СегНег (1998, 2000), для цієї мети ми спочатку використовували лаги цільових змінних та інструменту грошово-кредитної політики, проте потім ми значно розширили безліч інструментів. У цій якості ми намагалися включити в модель такі індикатори, як ціни на нафту на світовому ринку, обсяги експорту нафти і нафтопродуктів, капітальні потоки у вигляді частки чистого експорту товарів і послуг у ВВП і частки золотовалютних резервів ЦБ у ВВП, різні індикатори номінальних і реальних регульованих цін на енергію (газ, електрика), світові та внутрішні процентні ставки, а також такі змінні, як різні показники непокритого паритету процентних ставок на внутрішньому і світовому ринку (з урахуванням валютного курсу) (див. Додаток П1). Потім наша модель була піддана перевірці на адекватність вибору інструментів (УАИ ^ Іу оГ тзЬгітепЬз).
Перевірка адекватності інструментів. Результати оцінки моделі СММ можуть вважатися адекватними, якщо виконана умова відсутності помилок специфікації (оуепдепІПсаНоп), а інструменти є екзогенними. Екзогенними інструментів потрібно для отримання заможних оцінок коефіцієнтів моделі.
У теорії розрізняють слабку (шеак), строгу (зЬгопд) і супер-екзогенні (зірег ежодепеНу). Мінлива 2, називається слабо екзогенної для оцінки безлічі параметрів Я, якщо визначення Я за умови 21 не приводить до втрати інформації. Евристично, за умови, що спільний розподіл випадкових величин (у,, 2,) завжди може бути записано у вигляді твору умовного розподілу у, на 2, і функції розподілу 2,, слабка екзогенними увазі, що специфікація власного розподілу 2, є іррелеватной для визначення Я. Якщо крім того, що 2, має властивість слабкою екзогенними, для неї також жодна з ендогенних змінних системи не є причиною по Грендже-ру, то 2, називається строго екзогенної. Якщо всі параметри Я умовної моделі інваріанти будь-яких змін власного розподілу 2Ь, і є слабо екзогенної для X, то 2Ь має властивість супер екзогенні (Епсззоп, 1гопз, 1994, 40-41).
Для перевірки адекватності набору інструментів досить визначити, чи є вони слабо екзогенними.
У нашому випадку, дослідити властивості відсутності помилок специфікації і екзогенних інструментів моделі можна двома способами. З одного боку, згідно ЕауШзоп, МасЮппоп (1993, 235-236), ми відразу можемо протестувати спільну нульову гіпотезу про коректну специфікації та адекватності інструментів. У цьому випадку нам необхідно перевірити, що статистика, що є твором числа спостережень на НЕ-центрований Я2 регресії помилок первинної моделі на всі інструменти, не перевищує критичний рівень Х (21-к), де
I - число інструментів, а до - число пояснюють змінних в первісної специфікації моделі. Однак якщо нульова гіпотеза відкидається, ми не зможемо визначити причину, по якій тест не виконується, тобто з'ясувати, чи є проблемою невірна специфікація моделі або "винен" ендогенний набір інструментів.
Тому з практичної точки зору більш зручно досліджувати ці властивості окремо. Для перевірки існування помилок специфікації ми використовували стандартну 7-статистику, що генерується пакетом Еу1ешз, а потім кожна змінна безлічі інструментів була протестована на слабку екзогенними по відношенню до оцінки безлічі параметрів моделі за допомогою тестів Ву-Хаусмана (Ши-Наізтап 1ез1) (Епсззоп, 1гопз , 1994, 103-104). З цією метою кожен ряд безлічі інструментів регресувати на всі інші інструменти, а потім оцінені помилки цього рівняння включалися до первісної модель. Гіпотеза про слабку екзогенними шуканої змінної не відкидалася, якщо Ь-ста-Тістик відповідного коефіцієнта при цій змінній оцінених на попередньому кроці помилок була незначною.
Третє критичне властивість, якою повинна володіти модель для спроможності оцінок, - це відсутність автокореляції залишків. Причому це вимога принциповим є саме для вигляду моделі, подібного нашої специфікації, що включає лаг пояснюється змінної з правого боку. У про-Стейша разі виконання даної властивості може бути про-неконтрольовано за допомогою прийнятного рівня статистики Дар-біна-Уотсона (ЕШ-з ^ аІзІс).
Результати оцінювання. На першому кроці ми намагалися побудувати правило в його стандартної формулюванні, коли як інструменту грошово-кредитної політики виступають процентні ставки. Були використані два альтернативних показника: одноденна ставка на ринку міжбанківського кредитування і ставка "оуегп1дНГ по депозитних операціях Центрального банку, оскільки спроби використовувати ставки за депозитами на більш тривалий термін не дали добрих результатів в ході попередніх досліджень. Дійсно, на частку депозитів" оуегп1дНГ припадало до 70% розміщених комерційними банками коштів. Ринок МБК також характеризувався переважно операціями на короткі терміни, що пов'язано, почасти, з низькою довірою банків один до одного, але більшою мірою з особливостями самого ринку. Частка одноденних кредитів становила 75-95% всього обороту рублевого ринку МБК. Інші ставки Центрального банку не розглядалися, головним чином в силу того, що відповідні операції не проводилися на всьому періоді спостережень.
За попередніми результатами оцінок можна було укласти, що протягом пост-кризового періоду відсоткова політика Банку Росії носила скоріше адаптаційний характер. Коефіцієнти при показниках інфляції, обмінного курсу, випуску демонстрували "правильний" знак, проте їх абсолютне значення перебувало на рівні, меншому одиниці. Позитивний знак при перших двох змінних говорив про те, що, у відповідь на перевищення фактичних темпів зростання цін споживчого ринку та ВВП своїх цільових значень, Центральний банк у середньому посилював грошово-кредитну політику, сприяючи підвищенню процентних ставок. При прискоренні темпів реального зміцнення національної валюти Банк Росії, навпаки, знижував ставки, стимулюючи відтік вільних коштів на валютний ринок, збільшення попиту на долари і уповільнення темпів ревальвації. Коефіцієнт при значенні інструмента в попередній період мав позитивний знак і по модулю був менше одиниці, що свідчило про те, що Банк Росії змінював ставки поступово, мінімізуючи шоковий вплив своєї політики на грошовий ринок.
На наступному кроці в якості інструменту був обраний показник грошової бази. Центральний банк регулює інфляцію, впливаючи на проміжний орієнтир - зростання грошової пропозиції. Відбувається це в основному через зміну грошової бази - агрегату, більшою мірою контрольованого грошовими владою.
Тепер обговоримо проблему вибору цільової змінної, що відображає рівень економічної активності. На першому етапі в якості двох альтернатив використовувалися показники ВВП і примушує-ленного виробництва. Спроби включення в модель правила другого агрегату - як при оцінці рівняння з використанням процентних ставок, так і грошової бази, - не дали задовільних результатів, тому далі ми сконцентрувалися на змінної річного зростання ВВП. Оцінка правила, де змінна економічної активності була виражена реальним зростанням ВВП, давала добре інтерпретуються результати (див. далі), проте, з точки зору економетричного якості рівняння, ми зазнали невдачі в спробі отримати модель, що задовольняє всім необхідним вимогам. Так, одне з рівнянь (див. табл. П1 Додатки) мало значну автокореляції залишків, що могло бути усунуто (див. табл. П9 Додатки) лише за рахунок включення в модель неекзогенних інструментів. Надалі ми оцінили модель з використанням інших змінних, що відображають зростання економіки, - рівня безробіття і випуску базових секторів економіки. У першому випадку цю спробу можна, загалом, також визнати невдалою: мінлива відхилення рівня безробіття від тренда мала високий рівень значимості при збереженні на належному рівні інших статистичних характеристик рівняння, однак, коефіцієнт при ній мав знак, не погодившись з економічною теорією. Так, чим більше рівень безробіття відхиляється від бажаного (тут ми використовували тренд - НР ЯНег) у бік зростання безробіття, тим нижче має бути економічна активність і, значить, має сенс зберігати швидше пом'якшувальний характер грошово-кредитної політики. Таким чином, в рівнянні з використанням грошової бази як інструменту знак при змінної, що характеризує розрив між фактичним і бажаним (трендовим) рівнем безробіття, повинен бути скоріше позитивним, а не негативним, як виходило в наших оцінках. Причиною для цього, можливо, є "нетрадиційна" залежність між рівнем безробіття і випуску в 2000-2003 рр..: Як видно на рис. 4, ці змінні на пост-кризовому періоді мали явну позитивну зв'язок.
Заміна змінної економічної активності на зростання числа зайнятих в економіці також не дала відчутних результатів: у кращому випадку вона залишалася незначною (див. табл. П11 Додатки), в гіршому - результати економетричного оцінювання також не давали адекватних знаків коефіцієнтів.
Нарешті, коли ми вставили в рівняння змінну, що відображає відхилення зростання реального випуску базових секторів економіки від трендового значення, ми змогли отримати рівняння, що поєднує як адекватну інтерпретацію, так і формальна наявність всіх ознак заможності оцінок. В результаті ітераційної процедури, коли з усього безлічі інструментів нами був обрані показники, що задовольняють умовам відсутності автокореляції залишків і помилок специфікації, а також володіють властивістю слабкої екзогенними, ми отримали правило грошово-кредитної політики, де інструмент грошової бази реагує на відхилення інфляції, випуску базових секторів економіки і середньомісячного реального обмінного курсу від своїх цільових значень в той же місяць (див. табл. П10 Додатки). Це правило по суті своїй є Гогшагй-! Оок1пд, оскільки при прийнятті рішень про значення своєї інструментальної змінної Банк Росії ще не має можливості спостерігати стан економіки за результатами поточного місяця. Подальші спроби збільшити горизонт планування при тому ж наборі інструментів дозволили нам отримати ще одну адекватну по інтерпретації модель, що має необхідними статистичними якостями (див. табл. П2 Додатки). У цьому рівнянні орієнтири по відхиленню інфляції і реального обмінного курсу від своїх цільових значень зрушені ще на три місяці вперед, що дає підстави вважати, що Банк Росії у своїй поведінці спирається на досить малий горизонт прогнозування майбутньої ситуації, що не перевищує одного кварталу. При цьому деякі моделі інфляції, побудовані для пост-кризового періоду російської економіки (см, наприклад, Вороніна, Вдовиченко, 2001), безумовно показують, що зростання грошової пропозиції має відпрацьовано-ються в інфляційних процесах аж до 10 місяців перспективи. Таким чином, однією з рекомендацій, віднесених до грошово-кредитної політики Банку Росії за результатами проекту, може бути пропозиція про розширення горизонту планування при прийнятті рішень.
У порівнянні з моделями поведінки ЦБ, де як інструмент були обрані процентні ставки, регулювання динаміки грошової пропозиції носило більш виражений активний харак-тер. Коефіцієнти при всіх цільових показниках значно від-личать від нуля. Знак коефіцієнтів при інфляції і змінної активності економіки негативний, що відповідає теорії і вказує на те, що реакцією Банку Росії на прискорення темпів інфляції і перевищення темпу зростання економіки над цільовим є скорочення темпів розширення грошової пропозиції, тобто жорсткість грошово-кредитної політики. При змінної, харак-теризует динаміку реального обмінного курсу, знак, навпаки, позитивний, що також є адекватним. При збільшенні темпів реального зміцнення національної валюти Банк Росії до-пускає пом'якшення своєї політики, що веде до зростання обсягу вільних рублевих коштів на ринку, і далі попиту на іноземну валюту. Зрештою темпи номінального знецінення рубля прискорюються, реального зміцнення - сповільнюються.
На стадії попередніх досліджень нами був отриманий "нелогічний" коефіцієнт при значенні інструмента в попередній період: він був невеликим за величиною (в межах 0.1), але негативним по знаку. Тобто здавалося, що зміна грошової бази не згладжувалося Центральним банком, а навпаки, швидше характеризувалося зворотного корекцією. Проте в новій специфікації нами був отриманий "правильний" коефіцієнт при змінній зростання грошової пропозиції в попередньому періоді - він був позитивним за знаком і становив від 0.4 до 0.8, що говорить про те, що за фактом Банку Росії в середньому вдається згладжувати динаміку свого інструменту.
Користуючись результатами попередніх досліджень Вороніної, Вдовиченко (2001) і Диннікова (2002), ми побудували моделі для показників інфляції, ВВП і реального курсу (див. табл. П4, П5, П6 Додатки). Інфляція в річному вираженні позитивно залежить від накопичених інфляційних очікувань, виражених лагом, зростання грошової маси і регульованих цін (на електроенергію), тоді як зростання реального ВВП призводить до підвищення попиту на гроші, внаслідок чого надлишкова ліквідність розширюється більш повільними темпами, в результаті відносно знижуючи інфляцію. При побудові моделі реального ВВП ми врахували той факт, що у віданні Банку Росії безпосередньо не входить побудова прогнозів ВВП, і це установа більшою мірою орієнтується на оцінки Міністерства економічного розвитку і торгівлі, таким чином, логічно, що безпосередньо ЦБ може прогнозувати зростання реального ВВП більшою мірою по його минулої динаміці, тобто по тренду, вираженого константою, і лаггірованним значень. Крім того, в модель як коригуючого показника входить також зростання цін на нафту. Що стосується рівняння реального курсу, то тут ми більшою мірою спиралися на результати Диннікова (2002), яка оцінює середньострокову залежність рівноважного реального курсу від таких екзогенних параметрів, як зростання цін на нафту, підвищення регульованих тарифів на енергію і зміна балансу капітальних потоків у відсотках ВВП . Перші дві змінні призводять до зміцнення рубля, тоді як зростання відтоку капіталу знижує курс національної валюти.
У результаті в кращої моделі (див. табл. П3 Додатки) ми отримали адекватні знаки реакції зростання грошової бази відхилення інфляції, випуску і реального курсу від своїх цільових значень. Однак, на жаль, змінна коригування інфляції виявилася незначною. Це може бути пов'язано з тим, що подібний метод оцінки правила володіє явним недоліком в тому сенсі, що тут неявно передбачається, що Центральний банк, приймаючи рішення щодо грошово-кредитної політики, використовує моделі цільових змінних точно такий же специфікації, яку використовували ми, що, очевидно, має невеликі шанси опинитися істиною. Тим не менш, результати цієї частини дослідження все ж цікаві, оскільки в цілому не суперечать висновкам, отриманим на інших етапах: при проведенні грошово-кредитної політики Банк Росії прагне згладити зростання грошової маси, і, крім того, контролювати динаміку реального курсу, випуску та , можливо, інфляції. Ще одним примітним результатом є те, що всі цільові змінні, що входять в модель, вказують на горизонт перспективного планування аж до шести місяців, тоді як найкраще правило, оцінене нами ЗМІ, орієнтується не більше ніж на тримісячний зрушення. Це спостереження дає напрямок подальших досліджень, метою яких може бути оцінка правила з великим горизонтом планування шляхом підбили-ра кращих інструментів в ході процедури ЗМІ. Інтервенції та операції зі стерилізації. На третьому етапі нашого дослідження ми побудували правило грошово-кредитної політики у вигляді системи двох одночасних рівнянь, перший з яких описує реакцію на стан економіки такого інструменту ЦБ, як операції на відкритому валютному ринку, або інтервенцій, тоді як друге рівняння прагне оцінити процес стерилізації надмірної зростання грошової маси. Таким чином, ми визначили дві функції реакції, відповідні вищевказаним інструментам Банку Росії. Традиційним способом оцінки системи одночасних рівнянь на невеликих вибірках є двокрокове метод найменших квадратів (Т5Ь5), який також передбачає використання інструментальних змінних.
У результаті підбору різних показників інтервенцій і стерилизаций, а також різних індикаторів відхилень інфляції, випуску і реального курсу від цільових значень, нами був отриманий вигляд моделі, що має "правильні" знаки значущих коефіцієнтів (див. табл. П7 Додатки). В якості інструментальних змінних нами був вибраний той же набір, який був використаний в первісній моделі, оціненої СММ (див. табл. П1 Додатки).
Мінлива інтервенцій, оцінена у вигляді зростання золотовалютних резервів з урахуванням виплат по зовнішньому боргу і корекції взаємної динаміки курсів долара США і євро, у відсотках від грошової бази, реагує тільки на коливання реального валютного курсу, прагнучи їх стабілізувати по відношенню до довгострокового тренду, оціненого НР -ПНег: якщо національна валюта зміцнюється надто швидкими темпами, Банк Росії висуває додатковий попит на валюту на відкритому ринку, нарощуючи золотовалютні резерви, що призводить до зниження темпів зміцнення рубля. Спроби додати в першу функцію реакції відхилення інфляції і випуску від своїх цільових значень не увінчалися успіхом, таким чином, ні підвищення цін споживачів, ні ситуація з економічним зростанням фактично не є обмеженням для Банку Росії при проведенні валютної політики.
Для оцінки змінної стерилизаций ми використовували дані за річним обсягом депозитів Банку Росії та Уряду, віднесеному до обсягу грошової бази. Згідно з нашими оцінками, фактично інструмент стерилізації надлишкової зростання грошової маси спрямований на згладжування коливань інфляції і випуску, тобто перевищення зростання споживчих цін над планованим корелює із зростанням залишків на рахунках в Банку Росії як з боку комерційних банків, так і органів державного управління. З іншого боку, коли відповідна індикативна мінлива демонструє загасання економічної активності, інтенсивність стерилізаційних операцій знижується. Нарешті, обсяг стерилізації пропорційний обсягу інтервенцій.
Таким чином, останній етап також підтверджує наші припущення про те, що, по-перше, основними цільовими змінними Банку Росії на пост-кризовому періоді були інфляція, рівень економічної активності та обмінний курс. По-друге, реагуючи на відхилення цільових змінних від своїх цільових значень, Центральний Банк проводив політику, спрямовану на зниження інфляції, підтримку економічного зростання і згладжування коливань реального обмінного курсу під дією зовнішніх факторів.