Б. Е. Бродский Реальный обменный курс рубля и экономический рост в России Доклад

Главная страница
Контакты

    Главная страница



Б. Е. Бродский Реальный обменный курс рубля и экономический рост в России Доклад



страница17/17
Дата19.08.2017
Размер1.43 Mb.
ТипДоклад


1   ...   9   10   11   12   13   14   15   16   17

3. Эконометрическая модель

Как следует из аналитической модели, приведенной выше, влияние реального обменного курса на экономическую динамику в России далеко не однозначно: в краткосрочной перспективе ревальвация рубля приводит к снижению динамики производства в секторах ЭОС и ВОС ввиду ухудшения конкурентоспособности российских товаров на внутреннем и внешнем рынке. Однако в среднесрочной и долгосрочной перспективе устойчивые ожидания реального укрепления рубля, напротив, способствуют росту производства в основных секторах экономики.

Далее будут рассмотрены эконометрические модели для индексов физического объема производства в основных отраслях промышленности. Источником данных являлись квартальные индексы физического объема производства за период 1994(1)-2004(4), опубликованные Госкомстатом в системе ОКОНХ. Следует отметить, что переход на систему ОКВЭД с 2005 г. существенно осложнил аналитические исследования российской экономики, поскольку преемственность экономической статистики в ОКОНХ и ОКВЭД не была обеспечена в полной мере. В ситуации с индексами физического объема производства положение, однако, более благополучное ввиду параллельных расчетов индексов производства в ОКОНХ и ОКВЭД, осуществляемых в ЦЭК при правительстве РФ. Отметим, что анализ аналогичных показателей по статьям ОКВЭД не меняет сделанных качественных выводов.
Машиностроение

Полученная коинтеграционная зависимость по квартальным данным за период 1995(1)-2004(4) имеет следующий вид (в скобках – t-статистика Стьюдента для коэффициента):

log(Mach)= 3.1106 + 0.326 log(woil) – 0.199 log (rmon) + 0.181s2001p2,

(10.75) (5.35) (-3.13) (4.21)

где

Mach – базисный индекс физического объема производства в промышленности



woil - контрактная экспортная цена на российскую нефть;

rmon – дефлированный (на базисный индекс потребительских цен) базисный индекс тарифов на электроэнергию для конечных потребителей;

s2001p2 - дамми-переменная, отражающая долгосрочный эффект изменений налоговой политики во 2-м кв. 2001 г.

Статистические показатели качества этой зависимости: R2=0.807; DW=1.26.

Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности.

Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности индекса физического объема производства в машиностроении по фактору экспортных цен на нефть составляет +0.326; по фактору дефлированных тарифов на электроэнергию: -0.199; по фактору налоговой политики: 0.181.

Как и при анализе макроэкономических переменных, фактор реального обменного курса не был включен в спецификацию коинтеграционной зависимости во избежание эффекта мультиколлинеарности. Влияние фактора реального обменного курса на динамику производства в машиностроении является весьма значимым. Чтобы эконометрически точно рассчитать эффект влияния реального обменного курса на динамику производства, необходимо расширить построенную коинтеграционную зависимость до модели коррекции регрессионных остатков. Эта модель, построенная для квартального показателя темпов прироста индекса физического объема производства в машиностроении, имеет вид (в скобках – t-статистики Стьюдента) :

Dlog(Mach)=0.029-0.337 Rlog(Mach(-1)) + 0.2226 Dlog(ermach(-1)) – 0.2606i1998p3

(2.36) (-2.48) (2.84) (-4.00)

-0.052 Seas(-1)

(-2.045)

где


D - оператор взятия последовательных разностей прологарифмированного динамического ряда, т.е. фактически перехода к темпу изменения соответствующего показателя;

R - обозначение ряда регрессионных остатков;

ermach=E*infusa/pcmach - реальный обменный курс доллара для машиностроения;

E – номинальный обменный курс доллара (руб/долл);

infusa – базисный индекс инфляции в США;

pcmach – базисный индекс цен на продукцию машиностроения;

i1998p3 – дамми-переменная кризиса 1998 г.;

Seas - сезонная дамми-переменная.

Показатели качества этой модели: R2=0.64, критерий Дарбина-Уотсона DW=2.15 – подтверждают ее приемлемое качество.

Проведенный эконометрический анализ позволяет сделать следующие выводы:



  • Долгосрочная эластичность базового индекса физического объема производства в машиностроении по фактору экспортных цен на нефть составляет 0.32. Отметим, что этот фактор является одним из наиболее точных индикаторов общего макроэкономического «климата» и косвенно характеризует агрегированный спрос на продукцию машиностроения.

  • Долгосрочная эластичность базового индекса физического объема производства в машиностроении по фактору дефлированных тарифов на электроэнергию составляет -0.2;

  • Чистый эффект влияния реального обменного курса рубля к доллару на темпы производства в машиностроении, измеренный показателем краткосрочной эластичности по данному фактору, составляет -0.22. Отсюда следует, что укрепление рубля в реальном выражении относительно доллара на 1% приводит к снижению темпов машиностроительного производства (в реальном выражении) на 0.22%. Отметим, что в машиностроении сосредоточены 60-70% российских предприятий.


Пищевая промышленность

Особенности экономической динамики, выявленные для российского машиностроения, в той или иной степени характерны для таких отраслей, как химия и нефтехимия, угольная промышленность, черная и цветная металлургия, лесной комплекс. Эластичности индексов физического объема производства в этих отраслях по фактору реального обменного курса приведены ниже в таблице 2.

Однако существует принципиально иной характер влияния реального обменного курса на динамику производства, характерный для отраслей, ориентированных на конкурентоспособный потребительский спрос: пищевой отрасли и промышленности стройматериалов.

Рассмотрим эконометрическую модель для индекса физического объема производства в пищевой отрасли. Полученная коинтеграционная зависимость по квартальным данным за период 1995(1)-2004(4) имеет следующий вид (в скобках – t-статистика Стьюдента для коэффициента):

log(Food)= 3.8558 + 0.1819 log(woil) – 0.090 log (rmon) + 0.2163 s2001p2,

(16.27) (3.66) (-2.73) (6.17)

где

Food – базисный индекс физического объема производства в пищевой отрасли.



Статистические показатели качества этой зависимости: R2=0.80; DW=2.04.

Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности.

Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности индекса физического объема производства в машиностроении по фактору экспортных цен на нефть составляет +0.182; по фактору дефлированных тарифов на электроэнергию: -0.090; по фактору налоговой политики: 0.216.

Как и выше, для количественной оценки влияния фактора реального обменного курса на динамику производства в пищевой отрасли необходимо расширить построенную коинтеграционную зависимость до модели коррекции регрессионных остатков. Эта модель, построенная для квартального показателя темпов прироста индекса физического объема производства в пищевой отрасли, имеет вид (в скобках – t-статистики Стьюдента):

Dlog(Food)=0.0052 - 0.538DlogFood(-1) - 0.120 Rlog(Food(-1)) - 0.1667 Dlog(erfood(-1)) – (0.55) (-5.13) (-2.93) (-3.33)

+0.040 Seas + 0.0276 Seas(-1)

(-2.44) (1.59)

где


D - оператор взятия последовательных разностей прологарифмированного динамического ряда, т.е. фактически перехода к темпу изменения соответствующего показателя;

R - обозначение ряда регрессионных остатков;

erfood=E*infusa/pcfood - реальный обменный курс доллара для машиностроения;

E – номинальный обменный курс доллара (руб/долл);

infusa – базисный индекс инфляции в США;

pcfood – базисный индекс цен на продукцию пищевой отрасли;

Seas - сезонная дамми-переменная.

Показатели качества этой модели: R2=0.69, критерий Бреуша-Годфри на корреляцию остатков высокого порядка: AR 1- 3F( 3, 25) = 0.073716 [0.9735] подтверждают ее приемлемое качество.

Проведенный анализ позволяет сделать вывод о том, что чистый эффект влияния реального обменного курса рубля к доллару на темпы производства в пищевой отрасли, измеренный показателем краткосрочной эластичности по данному фактору, составляет 0.17. Отсюда следует, что укрепление рубля в реальном выражении относительно доллара на 1% приводит к повышению темпов производства в пищевой отрасли (в реальном выражении) на 0.17%.

Аналогичные эконометрические модели были построены для других отраслей промышленности. В таблице 1 приведены показатели эластичности показателей индексов физического объема производства в отраслях промышленности по фактору реального обменного курса рубля к доллару (для конкретной отрасли) и реального эффективного курса рубля (для всей экономики).


Таблица 1.

Показатель

Эластичность по реальному обменному курсу рубля к доллару

Промышленность

-0.126

Нефтедобыча

-0.021

Нефтепереработка

+0.046

Угольная отрасль

-0.102

Черная металлургия

-0.117

Цветная металлургия

-0.091

Машиностроение

-0.222

Химия и нефтехимия

-0.124

Лесной комплекс

-0.130

Промышленность стройматериалов

+0.040

Пищевая отрасль

+0.166

Легкая промышленность

+0.021

Результаты, приведенные в этой таблице, позволяют сделать вывод о том, что укрепление рубля в реальном выражении оказывает негативный эффект на динамику производства в отраслях, производящих продукцию промежуточного потребления, и положительный эффект в отраслях, ориентированных на конечный потребительский спрос.


Промышленное производство

Выводы отраслевого анализа, в целом, подтверждаются при исследовании влияния реального обменного курса рубля на макроэкономические показатели. Далее будут подробно рассмотрены эконометрические модели для индекса промышленного производства и индекса оборота розничной торговли в России 1995-2005 гг.

При этом из аналитической модели следует, что факторы мировых цен на экспортные ресурсы, тарифов естественных монополий, инвестиционной и налоговой политики можно рассматривать как фундаментальные, т.е. определяющие устойчивые среднесрочные тренды развития российской экономики, тогда как факторы политики реального обменного курса более тесно связаны с краткосрочной динамикой основных макроиндикаторов. Поэтому при построении эконометрических моделей фундаментальные факторы были включены в спецификацию т.н. «долгосрочной» коинтеграции, а фактор реального курса рубля – в спецификацию модели коррекции регрессионных остатков.

Полученная коинтеграционная зависимость по квартальным данным за период 1995(1)-2005(4) имеет следующий вид (в скобках – t-статистика Стьюдента для коэффициента):

log(Ind)= 3.392 + 0.140 log(woil) – 0.107 log (rmon) +0.103 log(Inv(-4)) + 0.099s2001p2,

(12.87) (3.17) (-2.04) (1.93) (2.65)

где

Ind – базисный индекс физического объема производства в промышленности



woil - контрактная экспортная цена на российскую нефть;

rmon – дефлированный (на базисный индекс потребительских цен) индекс тарифов на электроэнергию для конечных потребителей;

Inv - индекс инвестиций в основной капитал;

s2001p2 - дамми-переменная, отражающая долгосрочный эффект изменений налоговой политики во 2-м кв. 2001 г.

Статистические показатели качества этой зависимости: R2=0.67; DW=1.62.

Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности.

Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности индекса промышленного производства по фактору экспортных цен на нефть составляет +0.14; по фактору дефлированных тарифов на электроэнергию: -0.107; по фактору реальных инвестиций в основной капитал: +0.103; по фактору налоговой политики: 0.1.

Влияние фактора реального обменного курса на динамику промышленного производства в России является, бесспорно, значимым. Этот фактор не был включен в долгосрочную коинтеграцию по простой причине: динамика реального обменного курса формируется в значительной степени под влиянием экспортных цен на нефть и приходится исключить его во избежание эффекта мультиколлинеарности.

Вместе с тем укрепление рубля в реальном выражении оказывает весьма ощутимый макроэкономический эффект: снижение темпов промышленного производства в 2005 году вдвое по сравнению с 2004 годом. Чтобы эконометрически точно рассчитать этот эффект, необходимо расширить построенную коинтеграционную зависимость до модели коррекции регрессионных остатков. Эта модель, построенная для показателя темпов роста промышленного производства, имеет вид (в скобках – t-статистики Стьюдента) :

Dlog(Ind)=0.058+0.261 Dlog(Ind(-1))-0.178 Rlog(Ind(-1)) + 0.126 Dlog(er(-1)) – 0.119Seas

(2.85) (2.09) (-2.48) (2.43) (-3.02)

-0.149 Seas(-1) + 0.059 Seas(-3),

(-6.04) (2.34)

где


D - оператор взятия последовательных разностей прологарифмированного динамического ряда, т.е. фактически перехода к темпу изменения соответствующего показателя;

R - обозначение ряда регрессионных остатков;

er - реальный обменный курс доллара;

Seas - сезонная дамми-переменная.

Показатели качества этой модели: R2=0.92, критерий Бройша-Годфри на автокорреляцию остатков высокого порядка: AR 1-3F(3,33)=1.82 – подтверждают ее приемлемое качество.

Проведенный эконометрический анализ позволяет сделать следующие выводы:



  • Долгосрочная эластичность базового индекса физического объема промышленного производства по фактору экспортных цен на нефть составляет 0.14;

  • Чистый эффект влияния реального обменного курса на темпы промышленного производства, измеренный показателем краткосрочной эластичности по данному фактору, составляет -0.126. Отсюда следует, что укрепление рубля в реальном выражении на 1% приводит к снижению темпов промышленного производства (в реальном выражении) на 0.12%.


Розничная торговля

Динамика индекса оборота розничной торговли является одним из главных показателей, характеризующих конечных потребительский спрос. Поэтому при эконометрическом исследовании влияния реального обменного курса на макроэкономические индикаторы обнаруживается положительное влияние ревальвации рубля на динамику оборота розничной торговли.

Полученная коинтеграционная зависимость по квартальным данным за период 1995(1)-2005(4) имеет следующий вид (в скобках – t-статистика Стьюдента для коэффициента):

log(Retail)= 2.909 + 0.177 log(woil) +0.201 log(Inv(-4)) + 0.171s2001p2,

(13.87) (5.01) (4.92) (5.75)

Статистические показатели качества этой зависимости: R2=0.86; DW=1.61.

Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности.

Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности индекса оборота розничной торговли по фактору экспортных цен на нефть составляет +0.17; по фактору реальных инвестиций в основной капитал: +0.20; по фактору налоговой политики: 0.17.

Чтобы рассчитать эффект укрепления рубля в реальном выражении на динамику оборота розничной торговли, необходимо расширить построенную коинтеграционную зависимость до модели коррекции регрессионных остатков. Эта модель, построенная для показателя темпов роста оборота розничной торговли, имеет вид (в скобках – t-статистики Стьюдента) :

Dlog(Retail)=0.040-0.125 Rlog(Retail(-1)) + 0.207 Dlog(rer(-1)) – 0.145Seas

(6.82) (-2.01) (3.38) (-14.43)

+ 0.048 Seas(-3),

(4.59)

где


D - оператор взятия последовательных разностей прологарифмированного динамического ряда, т.е. фактически перехода к темпу изменения соответствующего показателя;

R - обозначение ряда регрессионных остатков;

rer - реальный эффективный обменный курс рубля.

Показатели качества этой модели: R2=0.92, критерий Дарбина-Уотсона DW=2.07 – подтверждают ее приемлемое качество.

Проведенный эконометрический анализ позволяет сделать следующие выводы:

чистый эффект влияния реального обменного курса рубля на оборот розничной торговли, измеренный показателем краткосрочной эластичности по данному фактору, составляет +0.207. Отсюда следует, что укрепление рубля в реальном выражении на 1% приводит к росту темпов оборота розничной торговли (в реальном выражении) на 0.20%.



Далее аналогичные расчеты были проведены для индекса физического объема сельскохозяйственного производства, индекса грузооборота транспорта, индекса объема строительных работ, показателей импорта товаров и услуг (млн.долл.), реальной заработной платы, реальных доходов населения, количества безработных, индекса реального ВВП России. В таблице 2 приведены показатели эластичности для этих макроиндикаторов по фактору реального обменного курса рубля к доллару и реального эффективного курса рубля.

Таблица 2.

Показатель

Период оценивания

Эластичность по реальному обменному курсу рубля к доллару

Эластичность по реальному эффективному курсу рубля

Индекс ВВП (GDP)

1995(1)-2005(4)

-0.043

-0.072

Промышленность (Ind)

1995(1)-2005(4)

-0.126

-0.181

Сельское хозяйство (Agro)

1997(1)-2005(4)

+0.121

+0.172

Индекс оборота розничной торговли (Retail)

1997(1)-2005(4)

+0.218

+0.207

Индекс грузооборота транспорта

1997(1)-2005(4)

-0.054

-0.082

Индекс объема строительных работ

1997(1)-2005(4)

+0.461

+0.477

Импорт (млрд. долл.)

1997(1)-2005(4)




+1.649

Реальная заработная плата

1997(1)-2005(4)

+0.245

+0.296

Реальные доходы населения

1997(1)-2005(4)

+0.631

+0.655

Количество безработных

1997(1)-2005(4)

-0.291

-0.264


Выводы

К основным выводам этого доклада можно отнести следующие:



  • Укрепление рубля в реальном выражении оказывает значимый негативный эффект на динамику производства в основных отраслях российской экономики. Лишь в отраслях, ориентированных на конечный потребительский спрос, укрепление рубля вызывает рост производства

  • Укрепление рубля также негативно влияет на основные макропоказатели в России: ВВП, промышленное производство, грузооборот транспорта. Вместе с тем обнаружено положительное влияние укрепления рубля на динамику розничной торговли, сельскохозяйственного и строительного производства.

  • Предыдущие выводы относятся к краткосрочным и среднесрочным эффектам укрепления рубля в реальном выражении. Эконометрическое исследование долгосрочных эффектов укрепления рубля в России существенно затруднено ввиду известной зависимости обменного курса рубля от динамики мировых и экспортных цен на российскую нефть.

Проведенное эконометрическое исследование макроэкономичеких и отраслевых эффектов укрепления рубля в реальном выражении основано на 3-х секторной аналитической модели, учитывающей производственное и финансовые взаимосвязи между основными секторами российской экономики. Модель позволяет сделать вывод, что текущее реальное укрепление рубля приводит к падению конкурентоспособности российской продукции на внутреннем и внешнем рынке и, как следствие, к сокращению реального выпуска в основных секторах экономики. Вместе с тем, устойчивые ожидания укрепления рубля в реальном выражении приводят, напротив, к возрастанию выпуска сектора ЭОС и общему экономическому росту. Это объясняется тем, что ожидания реального укрепления рубля заставляют предпринимателей работать в более жестких условиях конкуренции, т.е. принимать решительные меры по модернизации производства, улучшению менеджмента и др. Все это в конечном итоге приводит к росту выпуска ЭОС. Таким образом, если краткосрочный эффект реального укрепления рубля однозначно негативно отражается на динамике производства, то долгосрочный эффект этого укрепления, напротив, позитивен. Другими словами, фирмы, «выжившие» в жестких условиях конкуренции, в долгосрочной перспективе закрепляют свои позиции на рынке и успешно конкурируют с импортом.
Литература

  1. С.А.Айвазян, Б.Е.Бродский (2006) Макроэконометрическое моделирование: подходы, проблемы, пример эконометрической модели российской экономики. Прикладная эконометрика, 2, с.85-111.

  2. Р.Дорнбуш, С.Фишер (1997) Макроэкономика. Изд-во МГУ.

  3. А.Вдовиченко, О.Дынникова, В.Субботин (2003) О влиянии реального обменного курса на различные сектора российской экономики. Экономическая экспертная группа.

  4. B.Balassa (1964) The purchasing power parity doctrine: a reappraisal. Journal of Political Economy, v.72, pp.584-596.

  5. А.Бланк, Е.Гурвич, А.Улюкаев (2006) Обменный курс и конкурентоспособность отраслей российской экономики. Вопросы Экономики, 6.

  6. Calvo G., Reinhart C. (2000) Fixing for Your Life, NBER Working Paper 8006.

  7. Frankel J. (2005) Contractionary Currency Crashes in Developing Countries. NBER Working Paper 11508.

  8. Кадочников П. (2006) Анализ импортозамещения в России после кризиса 1998 года. Труды ИЭПП.

  9. Доклад Центра развития по проекту МОНФ «Валютная политика в условиях перехода к устойчивому экономическому росту», 2001.

Каталог: data -> 481
data -> Семинара Исследовательский семинар-3: «Афинская полития»
data -> Программа дисциплины «Телекоммуникационные технологии»
data -> Программа дисциплины "История дизайна"
data -> Программа дисциплины "История архитектуры и интерьера"
data -> Программа дисциплины История. Ч. III. Актуальные проблемы развития исторического знания Для направления 031300. 62 Журналистика
data -> Курсовая работа должна быть написана на белой бумаге формата А4, подшита в скоросшивателе или специальной папке для дипломов и курсовых работ
data -> Образец оформления титульного листа
data -> Пояснительная записка оформляется на листах бумаги стандартного формата А4 (210х297). Текст размещается на одной стороне листа
481 -> Программа дисциплины Мировые фондовые рынки для направления 080100,68 Экономика подготовки магистра
481 -> Программа дисциплины Судебная статистика для специальности 030501. 65 Юриспруденция подготовки специалиста
1   ...   9   10   11   12   13   14   15   16   17

  • Машиностроение
  • Пищевая промышленность
  • Промышленное производство
  • Розничная торговля