CC BY
86
20 (110) - 2012
Валютный рынок
УДК 339.72.053, 339.743
ЭМПИРИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ЭФФЕКТОВ ПЛАТЕЖНОГО БАЛАНСА
А. Г. ШУЛЬГИН,
старший преподаватель кафедры экономической теории и эконометрики E-mail: andrei. shulgin@gmail. com
А. В. ЛАРИН,
преподаватель кафедры математической экономики
E-mail: alarin@hse. ru
А. Е. НОВАК,
преподаватель кафедры финансового менеджмента
E-mail: aenovak@hse. ru Национальный исследовательский университет -Высшая школа экономики, Нижегородский филиал
Работа посвящена эмпирической проверке эффектов платежного баланса стран при плавающем и промежуточном режиме валютного курса. Показано, что наблюдаются различия в стабилизационном поведении монетарных властей в зависимости от выбранного страной валютного режима.
Ключевые слова: платежный баланс, счет текущих операций, счет капитала, валютный режим.
Введение
Монетарная политика тесно связана с динамикой различных статей платежного баланса. Если страна выбирает режим плавающего валютного курса, то факторы платежного баланса определяют динамику рыночного курса иностранной валюты и через него влияют на макроэкономические показатели. В этом случае динамика платежного баланса становится важным индикатором монетарной политики.
Ситуация усложняется, если страна придерживается одного из промежуточных валютных режимов. Центральный банк старается не допус-
кать значительных текущих колебаний валютного курса, т. е. становится возможным краткосрочный платежный дисбаланс. С другой стороны, монетарные власти вынуждены думать о будущей валютной стабильности, для чего им необходимо корректировать валютную политику таким образом, чтобы возникающий дисбаланс уменьшить [6, 7]. В данном случае платежный баланс выступает не только индикатором, но и целью монетарной политики, так как часть усилий центральный банк тратит на его стабилизацию. Подобную картину можно было наблюдать во многих развивающихся странах в период мирового финансового кризиса в 2008-2009 гг. Например, некоторые страны СНГ (Украина, Беларусь, Таджикистан, Киргизия и др.) были вынуждены девальвировать свои валюты только для того, чтобы сократить наметившийся негативный платежный дисбаланс.
В режиме плавающего валютного курса шоки текущего и капитального счета связаны с колебаниями равновесного валютного курса. В промежуточном режиме валютного курса центральный банк
проводит стабилизацию как платежного баланса, так и курса иностранной валюты. В итоге экзогенные шоки счета текущих операций и капитального счета в режиме плавающего курса оказываются более тесно связанными с динамикой курса иностранной валюты, чем в промежуточном режиме [5].
При одинаковых внешних условиях в странах с плавающим и промежуточными валютными режимами в краткосрочном периоде совместная динамика текущего счета платежного баланса и реального валютного курса может иметь разное направление из-за коррекции монетарных властей.
Капитальный счет платежного баланса выходит на первый план в период проблем с ликвидностью и платежеспособностью [2, 3]. В странах с плавающим режимом валютного курса дисбаланс приводит в действие рыночные механизмы, ставка процента диктует инвесторам, куда направить денежные потоки. Если монетарные власти предпочитают вмешиваться в установление равновесия платежного баланса, то негативный шок оттока капитала может быть компенсирован за счет регулирования процентных ставок. Высокие процентные ставки в этом случае работают в двух направлениях:
а) повышают спрос на процентные ликвидные активы внутри страны;
б) увеличивают стоимость обслуживания государственного долга.
Таким образом, неопределенный эффект проявляется в кризисный период и характерен для стран с промежуточными режимами валютного курса.
В работе проведена эмпирическая оценка эффектов платежного баланса стран при плавающем и промежуточном режиме валютного курса. Цель
Классификация выборки стран в з
работы - исследовать монетарную динамику стран с различными режимами валютного курса в период кризиса 2008-2009 гг. и выявить различия в стабилизационном поведении монетарных властей в зависимости от выбранного страной валютного режима.
Описание выборки
Совместная динамика платежного баланса и валютного курса исследуется на основе выборки, включающей 78 стран, на долю которых в предкризисный период приходилось более 93 % мирового валового внутреннего продукта [1]. Всю выборку можно условно поделить на две части. Первая - страны, которые каким-либо образом управляют курсом национальной валюты. Вторая - страны, которые не пытаются управлять валютным курсом. Деление на группы основано на классификации Международного валютного фонда (МВФ) (табл. 1).
В первую группу вошли страны с плавающим режимом валютного курса. Кроме того, в первую группу были также включены страны с режимом валютной палаты, так как курсы национальных валют в случае палаты, как правило, жестко привязаны к курсам, находящимся в свободном плавании. В рамках исследования различия между этими режимами становятся несущественными. Всего первая группа насчитывает 40 стран.
Во вторую группу вошли страны с промежуточными валютными режимами (режим управляемого плавания, валютного коридора и ползучей привязки) - всего 38 стран.
Данные по каждой стране были собраны за период с III квартала 2006 г. (2006 Q3) по I квартал 2010 г.
Таблица 1
исимости от валютного режима [4]
Группа Валютный режим Страна Всего
Первая Свободное плавание Австралия, Бразилия, Великобритания, Венгрия, Еврозона, Исландия, Израиль, Канада, Мексика, Норвегия, Новая Зеландия, Польша, США, Турция, Филиппины, Чехия, Чили, Швейцария, Швеция, ЮАР, Южная Корея, Япония 38
Валютная палата Болгария, Гонконг 2
Вторая Условная фиксированная привязка Аргентина, Беларусь, Белиз, Венесуэла, Дания, Казахстан, Латвия, Лесото, Македония, Марокко, Россия, Самоа, Соломоновы Острова, Тринидад и Тобаго, Тунис, Фиджи, Хорватия 17
Ползучая привязка Боливия, КНР, Никарагуа 3
Валютный коридор Коста-Рика 1
Управляемое плавание Армения, Грузия, Индия, Индонезия, Киргизия, Колумбия, Малайзия, Молдова, Пакистан, Парагвай, Перу, Румыния, Сингапур, Таиланд, Уганда, Украина, Уругвай 17
(2010 Q1). Таким образом, тестирование в работе проводится на квартальных данных, образующих панель размерностью в 78 стран и 15 кварталов.
Весь анализ проводится на основе динамики счетов платежного баланса, торгового баланса, процентных ставок, реального эффективного обменного курса. Также для нормировки используются данные по валовому внутреннему продукту.
Счета платежного баланса. В работе используется квартальная статистика МВФ по капитальному, финансовому и текущему счету.
Важно отметить, что методики составления платежного баланса анализируемых стран имеют существенные различия. Одни и те же строки платежного баланса у одних стран могут быть включены в капитальный счет, а у других - в финансовый. Некоторые страны и вовсе не выделяют финансовый счет в отельную категорию. Следовательно, было бы некорректно использовать статистику только по финансовому счету или же только по капитальному. Поэтому в дальнейшем, чтобы избежать проблем, связанных с методикой составления баланса, рассматривается сумма капитального и финансового счетов.
Торговый баланс. Квартальные данные по торговому балансу также взяты из отчетов МВФ. Если у какой-либо страны этот показатель отсутствовал в статистике МВФ, то расчет значения осуществлялся по следующей формуле:
Ехи - 1Ми
" егц ' где TBi ( - квартальный торговый баланс страны /, млн долл. США;
Ех,М{ - квартальный экспорт (импорт) страны , в национальной валюте; ег1 - средний курс доллара за квартал. Процентная ставка. Годовая учетная ставка принималась по состоянию на конец квартала. При отсутствии данных МВФ по учетным ставкам использовалась ставка рефинансирования (процентов годовых); при отсутствии ставки ре финансирования -ставка РЕПО (процентов годовых).
Реальный эффективный обменный курс. Для стран, у которых значение этого показателя отсутствовало в базе МВФ, курс рассчитывался с учетом структуры импорта в данную страну. Для расчетов использована структура импорта в страну по итогам 2009 г., которая считалась фиксированной для всего рассматриваемого периода. Также был рассчитан
реальный обменный курс отечественной валюты и
валюты стран-импортеров по формуле
NFFR REER = ^PR Pt,
Pt
где REERt - реальный эффективный обменный курс (отечественная валюта за единицу иностранной);
N ,
NEERt =П (ejt' - номинальный эффектив-
j=i
ный обменный курс;
N ,
P* = П (CPIjt )а* - средний уровень цен стран-
j=i
импортеров в данную страну; а,
нормированная доля j-го импор-
а j =-
j
а.
I
} =1
тера;
- номинальный обменный курс (отечественная валюта за единицу иностранной);
Р = СР11 - уровень цен в отечестве.
Для эконометрического тестирования требуется стационарность рассматриваемых рядов, для которой как минимум необходимо, чтобы средний уровень ряда и дисперсия шоков, с ним связанных, не менялись. Формальные тесты (например, тест Дики-Фулера) указывают на наличие единичного корня во всех рассматриваемых рядах, что говорит об их нестационарности. Кроме того, на графиках динамики исследуемых показателей также наблюдаются признаки наличия единичного корня - не наблюдается возврата к среднему уровню.
В связи с этим в дальнейшем в работе данные ряды рассматриваются в приращениях, т. е. исследуется динамика не самих показателей, а их квартальных изменений.
Описания и условные обозначения всех переменных, которые использованы в эконометрическом анализе, приведены в табл. 2.
Выбор кризисного периода. Ключевой задачей является определение особенностей монетарной политики стран с различными валютными режимами в период кризиса. Очевидно, что для решения этой задачи необходимо четко определить временные рамки кризиса. Эксперты расходятся во мнении, какую дату считать началом кризиса, и до настоящего времени нет единого мнения о том, когда он закончился и закончился ли вообще.
В рамках исследования необходимо лишь определить тот период, в котором динамика описываемых
Таблица 2
Описание переменных
Обозначение переменной Описание
MBt Квартальное изменение торгового баланса страны
A(KA + FA) t Квартальное изменение капитального и финансового счета страны
ACAf Квартальное изменение текущего счета страны
AR Изменение процентной ставки, процентные пункты
AREER Логарифм изменения реального эффективного обменного курса
GDP. j Валовой внутренний продукт страны ] в 2009 г., млн долл.
переменных явно выделяется на фоне предыстории. И такой период должен быть, по крайней мере, по двум причинам. Во-первых, в кризис наблюдались высокие шоки как счетов платежного баланса, так и валютных курсов и ставок процента. Во-вторых, в период кризиса приоритеты политики центральных банков и правительств во многом изменились, что не могло не сказаться на динамике рассматриваемых показателей.
Таким образом, для определения дат начала и конца кризиса (в смысле нехарактерной динамики рассматриваемых переменных) необходимо предположить наличие структурных сдвигов в экономике, которые приходятся на эти даты. Другими словами, необходимо выделить три однородных периода, внутри которых динамика переменных не изменялась: период до кризиса, кризисный период и период после кризиса.
Для определения дат, отделяющих один период от другого, как нельзя лучше подходит идея теста Баи-Перрона (Bai-Perron) на структурные изменения. Идея теста заключается в переборе всех возможных разбиений и выборе такого разбиения, которое лучше всего описывает динамику переменных. Критерием качества подгонки здесь выступает значение функции правдоподобия.
Основным объектом интереса в данном исследовании является уравнение следующего вида: ATBt = Const + areer AREER + aTBTB-l + st, где ATB - квартальное изменение торгового баланса страны, нормированное на ВВП 2009 г.; areer и aTB - коэффициенты регрессии; AREERt - логарифм изменения реального эффективного обменного курса; TBt l - торговый баланс в прошлом периоде; st - шоки.
На основе оценки этого уравнения и осуществляется разбиение на периоды, перебираются все возможные даты начала и конца кризиса. Для каждого из трех периодов (до кризиса, кризис и после кризиса) с помощью метода наименьших квадратов строится оценка этого соотношения и вычисляется сумма функций правдоподобия. Чем больше эта сумма, тем более однородны данные внутри рассматриваемых периодов. Та комбинация дат, которая дает максимум суммы функций правдоподобия, и определяется в исследовании как кризисный период.
Такой же расчет был проведен еще для всех соотношений, оцениваемых в исследовании. В большинстве своем эти оценки давали тот же интервал кризисного периода, что говорит о значимости полученного результата и позволяет использовать его для дальнейшего анализа.
Определенный на основе данной методики период кризиса составил три квартала: с четвертого квартала 2008 г. (2008 Q4) по второй квартал 2009 г. (2009 Q2). Если в кризис динамика переменных менялась, то формальный тест должен показать различия в оцененных параметрах рассматриваемого соотношения. При этом имеет смысл выделять не только кризисный период, но и сравнить динамику до и после кризиса, так как в эти периоды и политика центральных банков, как впрочем и структура шоков, могут также отличаться.
Тест на значимость различий значений коэффициентов в регрессии для различных периодов (тест Вальда и LR-тест) показал, что в кризисный период коэффициенты значимо отличались от периода до кризиса и после кризиса (табл. 3). Гипотеза отклоняется и при сравнении периодов до и после кризиса, что делает проблематичным их объединение, так как возможны различные связи между показателями в эти периоды. Однако критические значения
Таблица 3
Тест на наличие структурных изменений
(Н0: нет структурных сдвигов)
Период Wald-stat LR-stat
До кризиса в сравнении 139,9 123,76
с кризисным
До кризиса в сравнении 13,3 12,51
с посткризисным
После кризиса в сравнении 428,31 109,39
с кризисным
Примечания. 1. Критические значения Wald-stat: 10 % - 6,25; 5 % - 7,81; 1 % - 11,34.
2. Критические значения LR-stat: 10 % - 7,78; 5 % - 9,49; 1 % - 13,28.
статистик тестов для возможности объединения периодов должны быть немного выше из-за того, что кризисный период подбирался максимизацией функций правдоподобия. Следовательно, наблюдаемые статистики близки к критическим значениям. Поэтому в дальнейших расчетах будут проанализированы два разбиения тестируемого периода. Первое разбиение всего исследуемого периода на три выборки: период до кризиса, кризисный период и период после кризиса. Второе разбиение исследуемого периода только на две выборки: кризисный и не кризисный периоды (табл. 4).
Таблица 4
Тестируемые периоды
Анализ средних значений показателей для кризисного и некризисного периодов показал, что в кризис в среднем по странам выборки наблюдался значительный отток капитала (табл. 5). Сальдо торгового баланса в некризисный период было отрицательным, в кризис же, наоборот, положительным. Реальный эффективный обменный курс в целом по выборке снижался в кризис и значительно укреплялся в некризисный период. После окончания кризиса динамика реального эффективного обменного курса не вернулась на докризисный уровень (по всем странам изменение показателя AREER составило 0,58 % и 0,81 % соответственно). Динамика процентных ставок в кризис была отрицательной (ставки снижались в среднем на 0,56 % за квартал), в некризисный период, напротив, изменение ставки процента было близким к нулю.
При анализе средних значений двух групп стран по отдельности (табл. 6, 7) можно сделать вывод, что динамика изменения торгового баланса и, как следствие, счетов текущих операций во все
Таблица 5
Средние значения показателей для всех стран выборки, млрд долл.
Период Обозначение Продолжительность периода
Кризиса 2008 Q4 2009 Q2 3 квартала
Отсутствия кризиса 2006 Q3 2009 Q3 2008 Q3; 2010 Q1 12 кварталов
До кризиса 2006 Q3 2008 Q3 9 кварталов
После кризиса 2009 Q3 2010 Q1 3 квартала
Показатель Среднее значение
До кризиса После кризиса Некризисный период Кризисный период Весь период
АТБ -5,04 -1,81 -4,19 11,44 -0,81
АКА + ЕА 4,85 2,18 4,17 -11,53 0,73
АСА -4,06 -4,92 -4,27 11,34 -0,86
АЛ, % 0,14 -0,41 -0,01 -0,56 -0,13
АЛЕЕЛ, % 0,81 0,58 0,75 -1 0,37
Таблица 6
Средние значения показателей для стран с плавающими валютными режимами, млрд долл.
Показатель Среднее значение
До кризиса После кризиса Некризисный период Кризисный период Весь период
АТБ -1,95 -0,21 -1,48 10,92 1,18
АКЛ + ЕЛ 8,68 -3,33 5,57 -16,81 0,7
АСА -3,20 1,12 -2,11 13,06 1,21
АЛ, % 0,08 -0,24 -0,01 -1,06 -0,24
АЛЕЕЛ, % 0,51 1,66 0,82 -1,91 0,24
Таблица 7
Средние значения показателей для стран с промежуточными валютными режимами, млрд долл.
Показатель Среднее значение
До кризиса После кризиса Некризисный период Кризисный период Весь период
АТБ -7,03 -2,88 -5,93 11,77 -2,08
АКА + ЕА 2,29 6,03 3,23 -8,01 0,76
АСА -4,62 -8,98 -5,72 10,18 -2,24
АЛ, % 0,19 -0,52 -0,01 -0,25 -0,06
АЛЕЕЛ, % 0,99 -0,09 0,7 -0,43 0,46
рассматриваемые периоды практически совпадает. Характерной особенностью является экспортно ориентированность стран с промежуточными валютными режимами. Можно отметить значите ль -ный отток капитала в кризисный период, причем в большей степени у группы стран с плавающим режимом валютного курса. Это косвенно свидетельствует о том, что реакция на шоки у стран с плавающими валютными режимами выше, чем у стран с промежуточными режимами.
Различия в динамике реального эффективного валютного курса для различных групп стран также существенны. В докризисный период у стран с промежуточными режимами валютного курса изменение реального эффективного курса было значительнее: 0,99 % в сравнении с 0,51 % у стран с плавающим валютным курсом. Однако в кризисный период это изменение у стран с промежуточными режимами меньше по абсолютному значению, чем у стран с плавающим курсом: -0,43 и -1,91 % соответственно. Это свидетельствует о том, что реальный обменный курс у стран с плавающим режимом в кризис был подвержен более существенным колебаниям.
Также в посткризисный период в странах с плавающим режимом курс достаточно быстро вернулся к тенденции укрепления: в кризис изменение составило - 1,91 %, после кризиса в среднем 1,66 %, в то время как в странах с промежуточными режимами реальный эффективный курс национальной валюты все еще снижался: изменение составило - 0,43 % в кризис и - 0,09 % в посткризисный период.
Анализируя изменение ставки процента по группам стран, можно наблюдать общую тенденцию к их снижению. Однако в кризис страны с плавающим курсом имели ежеквартальное снижение ставки на 1,06 %. Это в четыре раза больше, чем в среднем за весь период по данной группе. В странах с промежуточными режимами снижение ставок процента происходит медленнее. Это можно объяснить тем, что в выборку входят развивающиеся страны, цель которых - привлечение капитала, следовательно, существенное снижение процентных ставок может негативно отразиться на инвестиционной привлекательности страны.
Тестирование эффектов платежного баланса
Для оценки соотношений, отражающих эффекты платежного баланса, используется метод
наименьших квадратов. Оцененные регрессии позволят исследовать динамику платежного баланса в разрезе шоков экспорта, импорта и капитального счета.
Эффекты торгового баланса и эффекты капитального счета разумно рассматривать отдельно. В частности, основной интерес представляет влияние валютного курса на динамику текущего счета (динамику торгового баланса) и влияние ставки процента на динамику капитального счета. Поэтому в работе оценены две соответствующие группы регрессий, зависимыми переменными в которых будут соответственно изменение торгового баланса АТБ и изменение капитального и финансового счетов АКА + FA. Неизменной объясняющей переменной в первом случае останется изменение реального эффективного обменного курса АЯЕЕЯ, а во втором -изменение ставки процента АЯ.
Очевидно, что экономики стран, входящих в выборку, вряд ли можно назвать сопоставимыми. Ясно также, что шоки как текущего, так и капитального счетов несопоставимы, или в экономет-рических терминах - имеют разную дисперсию. Иными словами, при оценке соотношений методом наименьших квадратов возникает проблема гете-роскедастичности.
В качестве решения проблемы можно предложить поправки Уайта на гетероскедастичность. В этом случае стандартные ошибки будут вычислены верно и тесты будут работать правильно, однако оценки коэффициентов все еще будут неэффективными.
Проблема гетероскедастичности напрямую связана с размером экономики страны и, может быть даже в большей степени, ее внешнеторговой деятельностью. Поэтому для получения более эффективных оценок можно использовать взвешенный метод наименьших квадратов, где в качестве веса взять единицу, деленную на прокси-переменную для размера экономики. На роль такой прокси-переменной можно предложить, например, сумму экспорта и импорта, которая отражает объемы внешнеторговой деятельности и в меньшей степени - размеры самой экономики. Но в работе для расчета весов авторы использовали ВВП страны, так как в этом случае стандартные ошибки коэффициентов для большинства оцененных соотношений получились меньше. Иными словами, при нормировке на ВВП оценки коэффициентов получаются точнее.
Тестирование влияния шоков валютного
курса на торговый баланс страны
Для оценки влияния валютного курса на платежный баланс рассматривались следующие соотношения:
ATBt = Const + a rerr AREERt + aTBTBt-1 + et, ATBt = Const + a reer AREERt + st.
Соотношения различаются только наличием авторегрессионной компоненты - торгового баланса предыдущего квартала. Авторегрессионная компонента здесь отвечает за так называемый эффект разворота. Эффект разворота состоит в развороте тренда торгового баланса, если он уходит далеко либо от нуля, либо от некоторого среднего уровня. В случае наличия данного эффекта коэффициент при авторегрессионной компоненте должен иметь отрицательный знак. Хотя формальные тесты показывают наличие единичного корня в рядах торгового баланса, это может быть связано с недостаточной длиной ряда, т. е. на 15 кварталах тест Дики-Фулера, впрочем, как и визуальный анализ, не может уловить стационарный характер торгового
счета. Из теории ясно, что торговый счет, как, например и ставка процента, в долгосрочном периоде должны быть стационарны. Поэтому включение торгового баланса в качестве регрессора вполне оправданно.
Панельный характер данных предполагает наличие индивидуальных эффектов по странам, т. е. у каждой страны, как можно предположить, исторически сложился некоторый средний уровень торгового счета, отличный от других стран. В этом случае при взятии первой разности от торгового баланса индивидуальные эффекты сокращаются. Оценка соотношения, где в качестве зависимой переменной выступает изменение торгового баланса, равносильна оценке модели с фиксированными эффектами. Индивидуальные эффекты отдельно по странам в рамках данного исследования не оценивались.
Оба соотношения оценивались для каждой подвыборки стран для каждого из периодов. Результаты, представленные в табл. 8-10, позволяют сделать следующие выводы:
- в целом по выборке гипотеза о влиянии валютного курса на торговый баланс не отклоняется,
Таблица 8
Результаты оценки для всех стран выборки
Показатель Зависимая переменная: ATBt, взвешенный на ВВП
До кризиса После кризиса Период кризиса Некризисный период Весь период
Const -0* -0 -0*** 0,0011 -0
[0,0003] [0,0006] [0,0003] [0,0008] [0,0003]
AREERt 0,0336** 0,1225*** 0,0736*** 0,0333** 0,0928***
[0,0169] [0,0222] [0,0129] [0,0137] [0,009]
TBt - 1 -0,01 -0,029 -0,021*** -0,238*** -0,065***
[0,0088] [0,0205] [0,0079] [0,0208] [0,0082]
R2 0,01 0,19 0,06 0,57 0,16
Log likelihood -4 876,7 -1 769,9 -6 654,0 -1 894,8 -8 662,9
Число наблюдений 496 178 674 186 860
Примечания: 1. Здесь и далее в таблицах приведены значения коэффициентов: *, **, *** - значимость на 10, 5 и 1 %-ном уровне значимости соответственно.
2. Здесь и далее в таблицах в квадратных скобках указаны стандартные ошибки.
Таблица 9
Результаты оценки для стран с промежуточными валютными режимами
Показатель Зависимая переменная: ATB(, взвешенный на ВВП
До кризиса После кризиса Период кризиса Некризисный период Весь период
Const 0,0033* -0,003 0,0024 0,0064* 0,0047***
[0,0017] [0,0029] [0,0015] [0,0037] [0,0015]
AREERt 0,0844 -0,455*** -0,079* 0,4109*** 0,1727***
[0,0627] [0,0782] [0,0446] [0,0511] [0,0359]
TBt - i -0,035 -0,087 -0,012 -0,385*** -0,172***
[0,0299] [0,0614] [0,0286] [0,0492] [0,0266]
R2 0,04 0,27 0,01 0,57 0,1
Log likelihood -2 924,9 -1 053,6 -4 010,1 -1 129,4 -5 197,9
Число наблюдений 304 107 411 114 525
Таблица 10
Результаты оценки для стран с плавающим валютным курсом
Показатель Зависимая переменная: STB, взвешенный на ВВП
До кризиса После кризиса Период кризиса Некризисный период Весь период
Const -0,001*** 0 -0,001*** 0,0013 0
[0,0005] [0,0005] [0,0004] [0,0011] [0,0004]
AREERt 0,0293 0,1637*** 0,0836*** 0,019 0,0891***
[0,0211] [0,0174] [0,015] [0,0159] [0,011]
TBt - ! -0,025** -0,022 -0,033*** -0,236*** -0,061***
[0,0124] [0,0186] [0,0103] [0,033] [0,0118]
R2 0,03 0,59 0,14 0,68 0,23
Log likelihood -1 924,9 -685,3 -2 626,6 -739,1 -3 432,5
Число наблюдений 192 71 263 72 335
причем это влияние положительно в целом по всей выборке;
- для стран с промежуточным режимом валютного курса коэффициент перед реальным эффективным валютным курсом значимый и отрицательный в кризис, но положительный в некризисный период;
- у стран с плавающим валютным курсом связь торгового баланса и эффективного валютного курса положительна на протяжении всего периода времени.
Таким образом, полученный результат позволяет сделать общий вывод о том, что изменение динамики торгового баланса в странах с промежуточными валютными режимами может являться причиной корректировки валютного курса центральными банками.
При этом следует отметить, что подтверждается гипотеза о наличии эффекта разворота - коэффициент при авторегрессионной компоненте значимо меньше нуля как в кризис, так и в некризисный период. Таким образом, если торговый счет значительно отклоняется от среднего уровня, следует ожидать разворота его динамики. Чем сильнее это отклонение, тем более вероятен разворот. Тот факт, что торговый баланс предыдущего периода оказался незначимым на некоторых подвыборках (периоды до кризиса и после кризиса), связан, скорее всего, с ростом стандартных ошибок коэффициентов из-за уменьшения числа наблюдений.
При интерпретации полученных результатов может возникнуть гипотеза о том, что различные реакции торгового баланса на валютный курс в кризисный период могут являться следствием разных шоков, приходящих в разные группы стран. Иными словами, если бы в страны с промежуточным валютным режимом пришли большие положительные
шоки торгового баланса, а в страны с плавающим валютным режимом - отрицательные, то можно было бы ожидать описанного результата. При этом отрицательное влияние валютного курса вовсе не обязательно.
Для того чтобы проверить данную гипотезу, можно оценить соотношение по всей выборке, включив в него фиктивную переменную, отвечающую за режим валютного курса - промежуточный или свободное плавание. Если реакция на валютный курс в двух группах стран одинакова, а наблюдаемые различия - лишь следствие неоднородных шоков, то данная регрессия вполне оправданна. При этом следует ожидать значимого положительного коэффициента при фиктивной переменной. В данной регрессии коэффициент при фиктивной переменной отражает, насколько средний уровень шоков в странах с промежуточным валютным режимом отличается от среднего уровня шоков в странах с плавающим валютным курсом. Нулевое значение коэффициента будет свидетельствовать в пользу гипотезы о том, что в разных группах стран направление монетарной политики в период кризиса было различно, т. е. на одни и те же шоки центральные банки стран, придерживающихся различных валютных режимов, реагируют по-разному.
Оценим новые регрессии с включенной фиктивной переменной по формуле
ATBt = Const + areer AREERt + a flfloa ter + s t, где floater - фиктивная переменная, принимающая значение 1, если страна имеет плавающий валютный курс, и 0 в другом случае. В период кризиса фиктивная переменная незначима. Следовательно, гипотеза о различии в средних уровнях шоков отклоняется, а значит, разные шоки не являлись причинами различий в реакции на изменение валютного курса (табл. 11).
Таблица 11
Результаты регрессии с фиктивной переменной для торгового баланса
Показатель Зависимая переменная: взвешенный на ВВП ATBt
До кризиса После кризиса Период кризиса Некризисный период Весь период
Const 0,0027** -0,002 0,0006 -0,013*** -0,002**
[0,0012] [0,0021] [0,001] [0,0033] [0,0011]
AREER 0,0152 0,1208*** 0,061*** 0,0734*** 0,0907***
[0,0156] [0,0222] [0,0125] [0,0159] [0,0093]
Floater -0,003*** 0,0024 -0,001 0,0202*** 0,0036***
[0,0012] [0,0022] [0,0011] [0,0034] [0,0012]
R2 0,02 0,18 0,05 0,38 0,11
Log likelihood -4 873,8 -1 770,3 -6 656,9 -1 929,5 -8 689,6
Число наблюдений 496 178 674 186 860
Тестирование влияния шоков процентной ставки на капитальный счет платежного баланса
Для оценки влияния изменения ставки процента на капитальный и финансовый счета рассмотрим следующие соотношения:
A(KA + FA)t = Const + AIR + (KA + FA)t-1 + et, A( KA + FA)t = Const + AIR + et.
Результаты регрессии для всей выборки подтверждают использование центральным банком процентной ставки в качестве инструмента мо-
нетарнои политики как в период кризиса, так и в некризисный период. Более того, в период кризиса коэффициент при изменении процентной ставки увеличился более чем в два раза, с 0,333 до 0,736 (табл. 12). Результаты для взвешенных на ВВП регрессий подтверждают наличие положительной связи в кризис для стран с промежуточным валютным режимом и отсутствие связи для стран с плавающим валютным курсом (табл. 13, 14).
Полученные результаты позволяют сделать вывод, что для стран с промежуточным валютным режимом шок капитального счета может являться
Таблица 12
Результаты оценки для всех стран выборки
Показатель Зависимая переменная: A(KA + FA) , взвешенный на ВВП
До кризиса После кризиса Период кризиса Некризисный период Весь период
Const -0* -0 -0*** 0,0011 -0
[0,0003] [0,0006] [0,0003] [0,0008] [0,0003]
ARt 0,0336** 0,1225*** 0,0736*** 0,0333** 0,0928***
[0,0169] [0,0222] [0,0129] [0,0137] [0,009]
A (KA + FA) t _ 1 -0,01 -0,029 -0,021*** -0,238*** -0,065***
[0,0088] [0,0205] [0,0079] [0,0208] [0,0082]
R2 0,01 0,19 0,06 0,57 0,16
Log likelihood -4 876,7 -1 769,9 -6 654,0 -1 894,8 -8 662,9
Число наблюдений 496 178 674 186 860
Таблица 13
Результаты оценки для стран с промежуточными валютными режимами
Показатель Зависимая переменная: A(KA + FA) t, взвешенный на ВВП
До кризиса После кризиса Период кризиса Некризисный период Весь период
Const -0,009** 0,0225*** -0,001 0,0221*** 0,005
[0,0044] [0,0071] [0,0035] [0,008] [0,0032]
ARt 0,0661*** 0,0047 0,0449*** -0,009 0,0047
[0,013] [0,0171] [0,0105] [0,0095] [0,0063]
A (KA + FA) t _ 1 -0,16** -0,705*** -0 194*** 0,0828 -0,131***
[0,0702] [0,1667] [0,0632] [0,081] [0,0489]
R2 0,12 0,16 0,08 0,11 0,02
Log likelihood -2 764,3 -1 027,9 -3 806,7 -1 201,2 -5 028,2
Число наблюдений 251 96 347 108 455
Таблица 14
Результаты оценки для стран с плавающим валютным курсом
Показатель Зависимая переменная: Д(КА + FA), взвешенный на ВВП
До кризиса После кризиса Период кризиса Некризисный период Весь период
Const 0,0006 0,0067*** 0,0012 -0,019*** 0
[0,0013] [0,0023] [0,0012] [0,0039] [0,0012]
AR, 0,0013 -0,092*** 0,0002 -0,008** 0,002
[0,0022] [0,0177] [0,0023] [0,0033] [0,0017]
Д (KA + FA) t _ j -0,331*** -0,330*** -0,313*** -0,565*** -0,272***
[0,0725] [0,1230] [0,0658] [0,1335] [0,0587]
R2 0,12 0,34 0,09 0,32 0,08
Log likelihood -1868,8 -752,3 -2 637,8 -809 -3 461,5
Число наблюдений 168 67 235 72 307
сигналом для центральных банков к изменению ставки процента в экономике. В то же время для стран с плавающим режимом данный результат не наблюдается, т. е. гипотеза об использовании процентной ставки в качестве инструмента монетарной политики в кризисный период не подтверждается.
Как и в тестировании эффектов торгового баланса, необходимо проверить гипотезу о различии в шоках капитального счета для стран с разными режимами валютного курса. Как и ранее, оцениваем регрессию с фиктивной переменной, отвечающей за тип режима, по формуле
Д( KA + FA) t = Const + AIR + floa ter + st.
Результаты оценки представлены в табл. 15.
При тестировании на кризисном периоде фиктивная переменная оказывается незначимой. Следовательно, различия в шоках не являлись причинами различий в реакции на ставку процента. Это говорит о том, что реакция властей в различных странах на приходящие шоки не совпадала, что, в свою очередь, свидетельствует о применении различных методов стабилизации ситуации в странах с разными валютными режимами.
Заключение
В работе проведен анализ эффектов платежного баланса в период кризиса 2008-2009 гг. Эко-нометрическое тестирование базируется на двух подвыборках. В первую подвыборку входят 40 стран с режимом свободного плавания. Во вторую -38 стран с промежуточным режимом валютного курса. Период кризиса (с IV квартала 2008 г. по II квартал 2009 г.) выбран на основе выявления интервала с нехарактерной динамикой исследуемых показателей.
Полученные результаты позволяют говорить о различиях в действиях центральных банков между странами с разными валютными режимами. Для стран с промежуточным режимом валютного курса подтверждается гипотеза об обратной зависимости между торговым балансом и реальным эффективным курсом иностранной валюты в период кризиса. После кризиса отрицательная зависимость стала еще больше выражена, в то время как в странах с плавающим курсом связь на протяжении рассматриваемого периода оставалась положительной.
Таблица 15
Результаты регрессии с фиктивной переменной для капитального и финансового счетов
Показатель Зависимая переменная: Д (KA + FA), взвешенный на ВВП
До кризиса После кризиса Период кризиса Некризисный период Весь период
Const -0,001 -0,004 -0,001 0,0239*** 0,0045
[0,0041] [0,0069] [0,0035] [0,0079] [0,0033]
0,0026 -0,064*** 0,0013 -0,001 0,0021
[0,002] [0,0129] [0,0020] [0,0027] [0,0014]
Д (KA + FA) t _ 1 0,0018 0,0084 0,0015 -0,034*** -0,005
[0,0043] [0,0072] [0,0037] [0,0082] [0,0034]
R2 0 0,14 0 0,13 0,01
Log likelihood -5 303,1 -1 807,2 -7 123,9 -2 021,5 -9 160,5
Число наблюдений 479 163 642 180 822
Кроме того, для обеих групп стран подтверждается гипотеза о наличии эффекта разворота торгового баланса - при больших отклонениях наблюдается возврат торгового счета к некоторому среднему уровню.
Выводы о различии в действиях центральных банков можно сделать и на основе анализа совместной динамики капитального счета и ставки процента. В кризисный период статистически значимая связь наблюдается лишь для стран с промежуточным режимом валютного курса.
Список литературы 1 Библиотека Международного валютного фонда - http://www. imfstatistics. org.
2. Calvo G. A.(1996) Capital Flows and Macro-economic Management: Tequila Lessons International Journal of Finance Economics, Vol. 1, 207-223.
3. Chung K., Turnovsky S. 2009. Foreign debt supply in an imperfect international capital market: Theory and evidence. // Journal of International Money and Finance, 29 p. 201-223
4. IMF De Facto Classification of Exchange Rate Regimes. April 31, 2008.
5. Kharel R., Martin C., Milas C. The Complex Response of Monetary Policy to the Exchange Rate // Scottish Journal of Political Economy, 2010. № 57, p. 103-117.
6. Summers L. Commentary. In: Hausman, R., Rojas-Suarez, L.(Eds.), Volatile Capital Flows: Taming Their Impact on Latin America // Inter-American Development Bank and Johns Hopkins University Press, Baltimore, 1996. p. 53-57.
7. Taylor A.M. A century of current account dynamics // Journal of International Money and Finance, 2002. № 21 (6), p. 725-748.
