CC BY
21
г.ю. ЯЦЕНКО,
1нститут економки та прогнозування НАН Украни
1дентиф1кац1я основних джерел незбалансованост плалжного балансу УкраИни на основ! VAR-моделювання
У статтi на основi VAR-моделювання визначено характеристики причинно-насл1дкового зв'язку Mix основними рахунками плаИжного балансу Украни та виокремлено основнi джерела його незбалансованосл. Зазначене стало ЫдТрунтям для роз робки рекомендацй щодо заходв макроекономiчноí пол'пики Украни стосовно розвитку зовнiшньоекономiчного сектору вiтчизняноí економки.
Ключов! слова: економiчнi дисбаланси, плат'жний баланс Украни, моделi векторно'1' авторегресп, тест Грейнджера на причиннсть.
В статье на основе VAR-моделирования определены характеристики причинно-следственной связи между основными счетами платежного баланса Украины и выделены основные источники его несбалансированности. Отмеченное стало основой для разработки рекомендаций по мероприятиям макроэкономической политики Украины относительно развития внешнеэкономического сектора отечественной экономики.
Ключевые слова: экономические дисбалансы, платежный баланс Украины, модели векторной авторегрессии, тест Грейнджера на причинность.
In the article VAR models were used for determining the characteristics of causality between the main accounts of Ukraine's balance of payments (BOP). Also the causes of BOP imbalances were identified. These results provided the basis for recommendations on Ukraine's macroecono-mic policy for the external sector development.
Keywords: economic imbalances, Ukraine's balance of payments (BOP), vector autoregressive models (VAR), the Granger causality test.
Постановка проблеми. В даний час до числа явищ, як! характеризуются загрозами катастроф!чних наслщюв, належать економ!чн! дисбаланси у св!тов!й макроеконом!чн!й систем!, адже 'Ух ¡снування т!сно пов'язано з ризиками не-ст!йкост! ф!нансових ринк!в, можливого уповтьнення темп!в свггового економ!чного зростання, зниження р!вня життя, загострення боргових ситуац!й й виникнення боргово'У кризи у конкретно кра'Ун! тощо. При цьому проблема економ!чних дисбаланса особливо актуальна для кра'Ун з економками, що розвиваються ¡, зокрема, для Укра'Уни. Зазначене характеризуемся притаманн!стю цим кра'Унам таких особливо-стей: (1) вщкритють ринку за умови вщсутност! механ!зм!в, що пом'якшують вплив фундаментальних фактор!в виникнення економнно'У нестаб!льност!; (2) невисокий р!вень за-ощаджень; (3) нерозвинена ф!нансова система тощо.
Виходячи з того що до основних умов участ краУни в Mix-народнм валютно-фiнансовiй систему мiжнародному обмiнi товарами, послугами i капиталами належить збалансованiсть рахункiв пла^жного балансу, ця стаття присвячена аналiзу дисбалансiв саме у зовнiшньоекономiчному секторi економЬ ки УкраУни, негативна динамка якого простежена протягом останнiх роюв. Як зазначено в [1], унаслщок фiнансовоУ кризи (1998-1999) в економщ УкраУни вивiльнилися ресурси потужностей, поеднання яких зi сприятливою зовншньоеко-номiчною кон'юнктурою та запасом цЫово'У конкурентоспро-можностi дозволили украУнськiй економщ «зростати темпами понад 7% (у середньорiчному обчисленнi) аж до середини 2008 року». Проте вже з 2004 року iнфляцiя призвела до попршення зовнiшньоi' позицii' економки УкраУни внаслщок зниження ГУ цЫово'У конкурентоспроможностi. Kрiм того, з 2005 року зниження рiвня тарифного захисту митно'У тери-торiУ УкраУни, здмснюване урядом та Верховною Радою УкраУни, ревальва^я НБУ нацiональноi' валюти на 3,8% у ^ты 2005 року (та на 5% протягом 2008 року) призвели до рiзкого зростання iмпорту, а отже викликали стмке попр-шення стану поточного рахунку пла^жного балансу. Kрiм того, з 2005 року вщбувалося надмiрне накопичення зовн0-нього боргу (в 2007 роц зовнiшнiй борг краУни досяг вели-чини майже в 60% ВВП), що в поеднаны з перевищенням темтв зростання заробiтноi' плати над темпами зростання продуктивност працi мало наслiдком вiд'eмне сальдо поточного рахунку пла^жного балансу вже у 2006 роц (-$1,6 млрд.). Негативна динамка сальдо поточного рахунку трива-ла i в наступи перюди. За 2012 рк вiд'eмне сальдо рахунку поточних операфй становило -$14,8 млрд., що перевищило рiвень 2011 року в 1,44 раза, а рiвень 2010 року - в 5 ра-зiв. Проте, якщо в минулi роки перюду, що аналiзуeться, це сальдо перекривалося додатним сальдо фЫансового рахунку (яке, зокрема, за пщсумками 2006 року становило $3,9 млрд.), то, незважаючи на позитивне сальдо цього рахунку в 2010-2012 роках, воно вже не в змозi було перекрити де-фщит поточного рахунку.
Анал13 дослджень та публЫащй з проблеми. Проблеми, пов'язан з пла™ним балансом певно'У краУни, розгляда-лися в роботах як зарубiжних, так i вiтчизняних економю^в, зокрема О.Ю. АномовоУ, Г. Вонга, В.М. Гееця, Л, Карренца, Г.М. Мiлесi-Ферретi, A. Разiна, В.Р. Сщенка, М.1. Скрипничен-ко, О.Г. Солнцева, Т.С. Шемет та iн. У роботах зазначених ав-торiв розкрито питання впливу складових платiжного балансу, зокрема торговельного та поточного рахунюв на динамку
макроеконом1чних показниюв, що характеризують стан на-цюнальнсн економки; виявлено основы причини виникнення глобальних дисбаланав та визначено можлив1 шляхи ïx усу-нення за рахунок ¡нструмен^в макроекономiчноï пол1тики кра'ни; проаналiзовано зв'язок мiж станом пла^жного балансу (збалансованiсть чи незбалансованють) та нацiональним валютним курсом; розглянуто основнi пiдxоди до визначення найбтьш ефективних iнструментiв коригування неврiвнова-женост зовнiшнix платежiв тощо.
Мета craTTi. У той же час недостатньо вивченими зали-шаються питання визначення основних джерел незбалан-сованостi пла^жного балансу Укра'ни, а також питання вибору коригувальних заxодiв, реалiзацiя яких сприятиме стимулювальнм макроекономiчнiй полiтицi. Зазначене й обумовило мету статтi.
Дана стаття мае таку структуру: по-перше, визначено характеристики причинно-наслщкового зв'язку мiж основни-ми рахунками пла^жного балансу Укра'ни; по-друге, для пщтвердження виду причинно-наслiдкового зв'язку мiж ос-новними рахунками платiжного балансу проведено ¡мпульс-ний аналiз та аналiз декомпозици дисперсiй помилок прог-нозiв; по-трете, обгрунтовано можливi негативнi тенденци розвитку вiтчизняноï економiки в короткостроковм перс-пективi; по-четверте, запропоновано заходи макроеконо-мiчноï полiтики Укра'ни, як мають здiйснити позитивний вплив як на розвиток зовншнього сектору вггчизняно''' еко-номiки, так i нацюнально' економiки у цiлому.
Виклад основного материалу. Пла^жний баланс визна-чаеться як статистичний звiт, в якому в систематизованому виглядi наведенi сумарн данi про зовнiшньоекономiчнi опера-ци резидентiв дано' кра'ни з резидентами ¡нших кра'н (нерезидентами) за певний перюд часу [2]. По суп, пла™ний баланс вiдбиваe стан внутршньо''' економiчноï ситуаци в кра'У та ха-рактеризуе ефективнiсть и свiтогосподарськиx зв'язкiв.
Pозрiзняють стандартну та аналiтичну структуру платiжного балансу. Aналiтична структура представляв собою сальдо певно' групи статей стандартного платiжного балансу i вико-ристовуеться «при дослщжены впливу макроекономiчноï полЬ тики та економiчниx факторiв на платiжний баланс кра'ни» [3].
Як зазначено на офщмному сайтi Hацiонального банку Укра'ни, основнi компоненти платiжного балансу групують-ся за двома рахунками: рахунком поточних операцм (ек-спорт/iмпорт товарiв, експорт/iмпорт послуг, доходи вiд ¡н-вестицiй i оплати працi, поточн трансферти) та рахунком операцiй з капиталом (капiтальнi трансферти та придбан-ня/реалiзацiя невиробничих нефiнансовиx активiв) i фЫан-сових операцiй (прямi ¡нвестици, портфельнi iнвестицiï, iншi iнвестицiï, резервы активи).
Виходячи зi структури пла^жного балансу можна зробити висновок, що джерелом незбалансованостi зовнiшнього сектору вгтчизняно''' економiки виступають дисбаланси одного з перерахованих вище основних рахунюв (або обох рахунюв од-ночасно). Тому при проектуванн макроекономiчноï полiтики,
пов'язано' з коригуванням дисбалансiв у зовншньому секто-рi економiки, важливо iдентифiкувати джерело дисбалансiв для того, щоб визначити, чи е дисбаланс одного рахунку (ра-хунку поточних операцм / рахунку операцiй з капиталом та фЬ нансових операцй джерелом дисбалансу ¡ншого рахунку. Як зазначено в [4], мiж поточним рахунком i рахунком операцм з капиталом може ¡снувати один з чотирьох видiв зв'язкiв, а са-ме: (1) стан поточного рахунку мае безпосередый вплив на перемщення капiталу; (2) стан рахунку операцм з капiталом, тобто мобiльнiсть капгтальних потокiв може виступити основною причиною нестабтьност поточного рахунку; (3) взаем-ний вплив мiж поточним рахунком та рахунком операцм з капиталом; (4) вiдсутнiсть причинно-наслщкового зв'язку мiж поточним рахунком i рахунком операцм з капiталом.
Тестування причинно-наслiдкового зв'язку мiж поточним рахунком i рахунком операцм з капиталом може здмснюва-тись за допомогою економетричного тесту на причиннють. Зазначене, зокрема, запропоновано у робот [4], де автори застосовують VAR-моделювання для аналiзу зовнiшнix сек-торiв економк чотирьох кра'н з емерджентними ринками, а саме Аргентини, Мексики, ФттпЫ та Таиланду. В цiй статп ¡дея аналiзу причинно-наслiдкового зв'язку мiж рахунками платiжного балансу доповнена i адаптована до специфки в!т-чизняно' економiки. Зокрема, для виявлення джерел незба-лансованостi зовнiшнього сектору Укра'ни виконанi наступнi дм: проведено тест Грейнджера на причиннiсть, де основою послужила модель векторно' авторегреси, оптимальну кть-юсть лагiв яко' визначено на основ! розрахунку та пор!вняння значень iнформацiйниx критерив Aкаiке та Шварца, а також значень скоригованого коефщента детермЫаци.
Cтатистичнi данi, на яких Грунтуеться поточне дослщжен-ня, отримано з офщйного сайту Нацюнального банку Укра-'ни [2]. Перюд, що аналiзуeться, охоплюе промГжок часу з першого кварталу 2000 року по четвертий квартал 2013 року. Протягом зазначеного перюду вгтчизнянм економщ були притаманнi значнi дисбаланси поточного рахунку пла-™ного балансу, а також вплив глобалiзацiï ринюв капiталiв i надходження значних потоюв капралу.
У цьому контекстi доцтьно встановити, чи присутнм зв'язок м!ж поточним та каттальним рахунками платiжного балансу, для чого розраховано коефщенти кореляци за трьома методами: Пiрсона (Pearson Correlation Coefficients), Стрмена (Spearman Correlation Coefficients), Кендалла (Kendall Tau b Correlation Coefficients). За уама методами отримано вщ'емний коефiцieнт кореляци, що свщчить про наявнiсть зворотного зв'язку м!ж рахунком поточних опера-цм та рахунком операцiй з капиталом i фiнансовиx операцiй. Hайбiльш тюний зв'язок (за абсолютною величиною коефЬ цieнта кореляци) виявлено за методом Стрмена (коефщент кореляци склав -0,50). Тобто зв'язок м!ж рахунками при-сутнм, однак за шкалою Чеддока вЫ е помГтним (¡нол два методи також вказали на наявнють помГрного зв'язку м!ж рахунками плалжного балансу).
Зазначимо, що отримане значения коефщенту кореляци Mix рахунками плалжного балансу ще не свщчить про наяв-нють Mix ними причинно-наслщкового зв'язку. Для тесту-вання зазначеного може бути використано пщхщ Грейн-джера - тест на причиннють [5]. Даний тест вщноситься до числа базових пiдxодiв, застосування яких орieнтовано на аналiз причинно-наслiдковиx зв'язкiв мiж двома змЫними (х та у) та визначены, наскiльки добре поточне значення у може бути пояснено як за допомогою власних лагових зна-чень, так i за допомогою лагових значень х. Причому в [5] зазначено, що змЫна х е каузальною по вiдношенню до змЫно'' y (позначаеться х — у), якщо за Ыших рiвниx умов значення y можуть бути краще передбачен з використан-ням минулих значень х, ыж без них або, що е^валентно тому, що коефщенти при лагових значеннях х е статистично значимими. Як вже було зазначено, тест Грейнджера базу-еться на моделi векторно'' авторегресií (1):
/ \ / \ f 7 1 ,1 N / \ С i 2 ,2 Л /■ \
— + Ъп Х,-1 + Ъп 12 Xt-2
Ь22; Jt-1; ,Ъ1\ bll,
fb' UU ¿о 12 f \ + ч;
k hq "22 J Ke2 tj
де bl {i,k = 1,2, j = l,q) - невiдомi коефщенти, якi пов'язують поточнi та минулi значення показникiв yt та xt. Припускаеться, що yt та xt е стацiонарними процесами; ви-падковi величини (збурення) eit, i = 1,2 е бiлим шумом.
Нульова гiпотеза може бути сформульована таким чином: «у не впливае на х» («х не впливае на у»), и тестування Грунту-еться на застосуваннi F-Statistic. При чому в даному випадку F-Statistic представляе собою статистику Вальца (Wald) для сптьно'' гiпотези: Ь/2 =0 =0) для всix j> 0. При цьому для прийняття нульово'' гiпотези при 5%-ному рiвнi статистично'' значимостi необxiдно, щоб p-значення для вщповщно'' пари показниюв перевищувало значення 0,05.
Висновок про наявшсть односпрямованого причин-но-наслiдкового зв'язку, наприклад х — у («х впливае на у»), зроблено за умови, що ппотезу «х не впливае на у» буде вщ-хилено, а ппотезу «у не впливае на х» - прийнято. В разi од-ночасного вiдxилення обох ппотез мiж змiнними iснуe вза-емний зв'язок. Якщо немае пщстав вiдxилити зазначенi ну-льовi ппотези, робиться висновок про вiдсутнiсть причин-но-наслiдкового зв'язку мiж змiнними.
Вщомо, що модель векторно'' авторегресп належить до класу моделей, як дозволяють одночасно моделювати юлька взаемопов'язаних часових рядiв; проводити якiсну еко-номiчну iнтерпретацiю взаeмозв'язкiв мiж дослщжуваними iндикаторами [6]. Необxiдною умовою правильно' щентифЬ кацп моделi векторно'' авторегресп е стацiонарнiсть часових рядiв, тобто ряди повинн мати постiйну диспераю та мате-матичне сподiвання, значення яких не залежало б вщ перю-ду часу [6]. Для перевiрки часових рядiв на стацюнарнють у статтi використано розширений тест Дм - Фуллера (Augmented Dickey—Fuller test), а також проаналiзованi корело-
грами вiдповiдниx часових рядiв. Зазначенi розрахунки, а також побудова VAR-моделей проводилась за допомогою економетричного пакету E-Views.
Визначено, що часовий ряд рахунку поточних операцм е нестацiонарним рядом у рiвняx, про що свщчать результати розширеного тесту Дш - Фуллера (ADF). Так, розрахована величина МакЮннона (MacKinnon) Т - статистики (ADF Test Statistic) дорiвнюe -2,6642 i в абсолютному виразi менша за критичну величину навггь при 10%-му рiвнi статистично'' значимост (-3,1804).
При цьому даний висновок було зроблено за умови вве-дення в модель як константи (перетину), так i лУйного тренду, тому що, по-перше, 'х наявнiсть в ряду була виявлена в результат вiзуального аналiзу, а по-друге, у статт врахова-но, що цЫа помилки включення до моделi зайвих змЫних нижча за виключення важливих змЫних.
При аналiзi на стацюнарнють часового ряду Current_Ac-count у перших рiзницяx (тобто dCurrent_Account) врахову-валася лише константа (перетин). Aналiз отриманих ре-зультатiв дозволив зробити висновок, що на рiвнi статистично' значимост 1% ряд dCurrent_Account е стацюнар-ним iз порядком Ытеграцп 11.
Своею чергою, аналiз корелограми часового ряду Cur-rent_Account показав, що часткова автокореляцмна функцiя (PACF) процесу дорiвнюe нулю пюля 1-го лага, отже маемо вщповщно AR(1) процес. Aвтокореляцiйна функ^я (ACF) процесу дае уявлення про його стацюнарнють, i виходячи з того, що вона е спадною функ^ею, процес вiзуально можна вважа-ти стацiонарним. Таким чином, висновок щодо стацюнарност ряду в перших рiзницяx зроблено також i на основi автокоре-ляцмно'' та частково'' автокореляцмно'' функцiй часового ряду.
Аналопчний аналiз щодо стацiонарностi проведено i для часового ряду Capital_Account. Як i в попередньому випадку, застосування розширеного тесту Дш - Фуллера та ана-лiз корелограм часового ряду дозволили зробити висновок про стацюнарнють ряду Capital_Account в перших рiзницяx при 1%-ному рiвнi статистично'' значимостi.
Oскiльки часовi ряди Current_Account та Capital_Account е нестацiонарними в рiвняx при 1%-ному рiвнi статистично'' значимостi, але 'х першi рiзницi утворюють стацiонарнi ряди (при даному рiвнi значимостi), то для побудови VAR-моде-лей використовувались вщповщно перол рiзницi рядiв поточного та каттального раxункiв, тобто dCurrent_Account та dCapital_Account.
Визначення оптимального порядку моделi векторно'' авторегресп здiйснювалось на основi зазначених вище критерий, зокрема iнформацiйниx критерив Aкаiке i Шварца та скоригованого коефщента детермiнацií . При цьому для найкращо'' специфiкацií моделi векторно'' авторегресп мали виконуватись таю вимоги:
1 Розрахована величина МакК/ннона (MacKinnon) Т - статистики (ADF Test Statistic) дор/внюе -6,699331 / в абсолютному вираз/ перевищуе критичну величину нав/ть при 1%-му р/вн статистично'!' значимости (-3,5713).
1) AIC{q) = min{AIC(j)\j
2) 5/С(?) = min{57C(/) 17 = 1,..., п}, де SIC(j) = In ст2 (j)+ К ■ 1п(г)/г,
3) ^(9) = тах|^0)|У = 1,..,п|. Де Й1
де <J2{j) - оцЫка максимально! правдопод1бнос"п залиш-koboi дисперси, K - число параметр1в, j - номер лага, T - число спостережень, R2 - коефщент детермЫацп модель
Для знаходження порядку VAR-моделей припустимо, що найвищий порядок VAR-модел! може дор1внювати 6 (при-близно 10% ктькост спостережень). Значення критерив Акаке (AIC) та Шварца (SIC), а також значення скоригова-ного коефщента детермЫацп для р1зних порядюв p VAR-модел^ подан у табл. 1.
Варто зауважити, що анал1зуеться попарне значення критерив при однакових порядках p, тому за умови одночасного врахування значень обраних критерив, для подальшого аналЬ зу оберемо модель векторно' авторегреси шостого порядку VAR(6), адже значення скоригованих коефщен^в детермЫа-ци як для часового ряду поточного рахунку, так i для часового ряду рахунку операцм з капиталом та фiнансових операцм вказують на достатньо високий рiвень пояснюючо' придатно-стi моделi при одночасному поступовому зниженн значень Ыформацмних критерив Акаiке та Шварца (в абсолютному вираз^. Kрiм того, на користь дано''' моделi вказують не лише статистики, що аналiзуються, а й той факт, що теоретичн ас-пекти побудови моделей векторно' авторегреси сформовано в термiнах релевантност минуло' iнформацií та доцiльностi використання моделi як можна бiльш високого порядку.
Результати застосування F-Statistic для побудовано' мо-делi векторно' авторегреси VAR(6) (табл. 2) вказують на те, що при 5%-ному рiвнi значимостi нульову гiпотезу «рахунок операфй з капiталом та фiнансових операцм не впливае на поточний рахунок» можна вщхилити, тодi як немае пiдстав вiдхилити нульову гiпотезу «поточний рахунок не впливае на
рахунок операцм з капиталом та фЫансових операцiй». Таким чином, можна зробити висновок про односпрямований причинно-наслiдковий зв'язок мiж основними рахунками платiжного балансу Укра'ни, а саме: при 5%-ному рiвнi ста-тистичноУ значимостi рахунок операцм з капiталом та фЫан-сових операцм впливае на поточний рахунок, тодi як оберне-ний зв'язок не спостергаеться; у той же час при 10%-ному рiвнi статистично''' значимостi можна зробити висновок, що мiж рахунками спостерiгаeться взаемний зв'язок.
Зпдно з [4] при проведены тесту Грейнджера на причин-нють аналiз F-Statistic стае ненадiйним через присушсть у моделi лагових залежних змЫних. Тому додатково проаналЬ зуемо статистику Вальда. В даному випадку нульову ппотезу сформулюемо наступним чином: змЫн першо' групи (Group 1 Variables) впливають самi на себе, вплив на них змЫних друга групи (Group 2 Variables) вщсутшй. Тодi, якщо Рг > ChiSq перевищуе прийнятий рiвень значимост а = 5%, то немае пiдстав вщхилити нульову гiпотезу, в Ышому випадку нульова гiпотеза може бути вщхилена. Результати розрахунку статистики Вальда для побудовано' у статл моделi векторно' авторегреси VAR(6) представленi в табл. 3.
У табл. 3 Test 1 означае тестування впливу змЫно' друго' групи (Group 2 Variables), тобто dCapital_Account, на змiнну першо' групи (Group 1 Variables), тобто dCurrent_Account. У свою чергу, Test 2 тестуе вплив dCurrent_Account (Group 2 Variables) на dCapital_Account (Group 1 Variables).
Таким чином, з отриманих результа^в можна зробити висновок, що на 5% рiвнi статистично' значимост можна вщхилити нульову ппотезу про те, що рахунок операцм з капиталом та фЫансових операцм не впливае на поточний рахунок пла^жного балансу, а також на даному рiвнi значимо-ст можна вiдхилити i нульову ппотезу про вщсутнють впливу поточного рахунку на рахунок операцм з капралом та фН нансових операфй. Таким чином, статистика Вальда уточ-
Таблиця 1. Значения скоригованого коефщента детермшацп та ¡нформацшних критерив Акаше та Шварца для р1зних порядюв p модел1 векторноУ авторегреси
Порядок мо-дел1 векторно' авторегреси (p) 1нформацшний критерш Акаше 1нформац1йний критерш Шварца Скоригований коефщент детермшацп
для ряду dCur-rent_Account для ряду dCa-pital_Account для ряду dCur-rent_Account для ряду dCa-pital_Account для ряду dCur-rent_Account для ряду dCa-pital_Account
1 -424,0831 -471,7292 -423,9694 -471,6156 0,144741 0,104673
2 -409,5164 -460,7354 -409,3252 -460,5442 0,312185 0,141040
3 -396,8935 -451,8705 -396,6232 -451,6003 0,404412 0,099166
4 -379,1926 -438,3328 -378,8418 -437,9820 0,585965 0,219174
5 -371,6588 -424,2046 -371,2258 -423,7716 0,560823 0,341792
6 -358,7539 -414,7003 -358,2371 -414,1835 0,629109 0,323517
Таблиця 2. Тест Грейнджера на причинно-наслщковий зв'язок (Granger-Causality Test F-statistic)
Нульова ппотеза F-Statistic Имов1ртсть Кшьюсть спостережень
dCurrent_Account не е причиною dCapital_Account 1,99555 0,09653 52
dCapital_Account не е причиною dCurrent_Account 5,27954 0,00076
Таблиця 3. Тест Грейнджера на причинно-наслщковий зв'язок (Granger-Causality Wald Test)
Test DF Chi-Square Pr > ChiSq
1 6 32,58 <.0001
2 6 13,10 0,0414
нила результату отриман вище на основ! статистики F [F—Statistic). Виходячи з зазначеного загальний висновок полягае в наявност взаемного причинно-наслщкового зв'язку Mix рахунками платжного балансу, а отже обидва рахунки можна розглядати як джерела дисбаланав зовыш-нього сектору вггчизняно'У економки.
Для кращого розумЫня динам!чних властивостей модел! векторноУ авторегреси та перев!рки отриманих за тестом Грейнджера результатв поряд з оцЫкою коефщентв у статт також проведено ¡мпульсний анал!з та анал!з декомпозици дисперай помилок прогноз!в. Проте перш ыж анал!зувати функци !мпульсних вщгуюв, слщ перев!рити вимогу щодо вщ-сутност кореляци в залишках модел! векторноУ авторегреси, та, як зазначено у статп [4], якщо м!ж залишками et ¡снуе ко-реляц!я, вихщы шоки ^мпульси) модел! векторноУ авторегреси повинн бути трансформован в некорельований вектор, що
вщомо як ортогонал!зац!я функци !мпульсних вщгуюв. При цьому пщ ортогонал!зац!ею слщ розум!ти процес побудови по заданому базису лУйного простору деякого ортогонального базису, який мае ту ж саму лУйну оболонку [7].
У табл. 4 наведен! значення виб!ркових автокореляцм оцЫених залишюв модел! VAR(6). Слщ звернути увагу, що найбтьше (за абсолютною величиною) значення коефщен-ту дор!внюе 0,33. Отже, проведений анал!з дае можливють стверджувати, що немае пщстав вщхилити нульову ппотезу про вщсутнють в залишках автокореляци.
Вщомо, що фунщя !мпульсних вщгуюв (рис. 1) являе собою динам!чну !м!тац!ю реакц!У ендогенних показник!в на зовшшшй шок (¡мпульс). Рис. 1 мютить !нформац!ю щодо впливу змЫ на одне середньоквадратичне вщхилення (шок одного стандартного вщхилення) в dCapital_Account (су-цтьна лУя) та в dCurrent_Account (пунктирна лУя) на змН
Таблиця 4. BnöipKOBi автокореляци оцшених залишюв модел1 векторноУ' авторегреси шостого порядку
Лаг Змшна dCurrent_Account dCapital_Account
0 dCurrent_Account 1.00000 -0.33072
dCapital_Account -0.33072 1.00000
1 dCurrent_Account -0.03887 -0.00388
dCapital_Account -0.00449 -0.00306
2 dCurrent_Account -0.00919 -0.05604
dCapital_Account 0.01292 -0.00165
3 dCurrent_Account 0.01769 -0.04481
dCapital_Account -0.05423 0.05773
4 dCurrent_Account -0.21930 0.05569
dCapital_Account -0.12454 0.03738
5 dCurrent_Account -0.10266 0.09829
dCapital_Account 0.02356 0.08892
6 dCurrent_Account 0.03698 -0.04924
dCapital_Account 0.03034 -0.16747
Response of DCAPITAL_ACCOUNTto One S.D. Innovations
- DCAP ITAL_ACCOUNT ----DCURRENTACCQUNT
Response of DCURRENT_ACCOU NT to One S.D. Innovations
- DCAP ITAL_ACCOUNT ----DCURRENT ACCQUNT
Рисунок 1. Функци iмпульcних вщгуюв часових pядiв dCapital_Account та dCurrent_Account
Hy paxyHKy onepaöiii 3 KaniTanoM (Response of dCapital_Ac-count to one S.D. Innovations) Ta 3MiHy noTOHHoro paxyHKy (Response of dCurrent_Account to one S.D. Innovations).
Ha puc. 1 no BepTHKanbHii/i oci BiflKnafleHo CTaHflapTHi BiflxuneH-ha, akumu BuMipraraTbcn ^nyKTyaöii' dCapital_Account (cyöinbHa niiin) Ta dCurrent_Account (nyHKTupHa niiin). y cBora Hepry, no ro-pu3oHTanbHii oci BiflKnafleHo Hac (b KBapTanax). 3 puc. 1 cniflye, |o ixiok y noToHHoMy paxyHKy npaKTUHHo muttbbo npu3BoflHTb flo HeraTUBHux 3MiH y paxyHKy onepaöii 3 KaniTanoM Ta ^iHaHcoBux onepaöii, akui/i 3anui±iaeTbcn b fle^iöUTi npoTnroM npu6nu3Ho Tpbox KBapTaniB. nicnn öboro paxyHoK onepaöii 3 KaniTanoM Ta HaHcoBux onepaöii noBepTaeTbcn b piBHoBaxHuii cTaH, oflHaK i3 flenKHMu ocöunnöinMu nepefl cTa6ini3aöiera. y cepeflHboMy nicnn noTpnciHHn noToHHoro paxyHKy noTpi6Ho 18 KBapTaniB flnn BiflHo-BneHHn piBHoBaru paxyHKy onepaöii 3 KaniTanoM Ta ^iHaHcoBux onepaöii. I|oflo 3MiH y paxyHKy onepaöii 3 KaniTanoM Ta $iHaHco-bux onepaöii, to bohh MaraTb HeraTHBHui e^eKT Ha flUHaMiKy dCapital_Account. y öinoMy cucTeMa e cTa6inbHora, aflxe BiflryK 3racae Ta acuMnToTuHHo Ha6nuxyeTbcn flo Hynn.
ßK i b nonepeflHboMy BunaflKy, noriprneHHn cTaHy noToHHoro paxyHKy 6e3nocepeflHbo cniflye 3a noTpnciHHAM KaniTanbHoro paxyHKy, flocnraraHu MaKcuManbHoi 3MiHu npoTnroM npyroro KBapTany. y öinoMy, aHani3 peaKöii dCurrent_Account Ha 3Mi-hu b paxyHKax nnaTixHoro 6anaHcy BKa3ye Ha HeoflHo3HaH-HicTb BucHoBKiB l^oflo HucToro e^eKTy Bifl öux 3MiH.
nepeifleMo flo aHani3y $yHKöii fleKoMno3uöii flucnepcii, nKa 3o6paxeHa Ha puc. 2, fle no BepTuKanbHii oci BiflKnafleHo npo-öeHTu, a no ropu3oHTanbHii oci, ak i Ha puc. 1, BiflKnafleHo Hac (y KBapTanax). BifloMo, |o $yHKöin fleKoMno3uöii flucnepcii
(puc. 2) xapaKTepu3ye BnnuB pi3HoMaHiTHux ixioKiB Ha flucnep-cira noMunKu nporHo3iB flnn pi3Hux nepiofliB BunepeflxeHHn [6].
AHani3 ^yHKöii fleKoMno3uöii flucnepcii flnn dCapital_Ac-count (puc. 2) noKa3ye, |o cnoHaTKy 3MiHu y paxyHKy onepaöii 3 KaniTanoM Ta ^iHaHcoBux onepaöii npaKTuHHo noncHraraTb caMi ce6e. 3 HacoM 3MiHu b noToHHoMy paxyHKy noHuHaraTb Bi-flirpaBaTu fleflani BaxnuBirny ponb. npoTe ön ponb BiflHocHo He3HaHHa: He 6inbi±ie 20% Bifl flucnepcii dCapital_Account no-ncHraeTbcn 3MiHaMu b noToHHoMy paxyHKy.
CBoera Heprora, |oflo fleKoMno3uöii flucnepcii flnn dCur-rent_Account, ak MoxHa no6aHuTu 3 puc. 2, 3MiHu y noToHHoMy paxyHKy 3HaHHo 6inbi±i HyTnuBi flo 3MiH y paxyHKy onepaöii 3 KaniTanoM Ta ^iHaHcoBux onepaöii i ak|o cnoHaTKy 3MiHu b noToHHoMy paxyHKy MeHixie, Hix Ha 40%, noncHraraTbcn 3MiHa-mu b paxyHKy onepaöii 3 KaniTanoM Ta ^iHaHcoBux onepaöii, to 3 HacoM nuToMa Bara BnnuBy KaniTanbHoro paxyHKy 36inb-rnyeTbcn i BcTaHoBnraeTbcn Ha piBHi 6nu3bKo 50%.
neprn Hix 3po6uTu ocTaToHHui buchobok ioro xapaKTepy npuHuHHoro 3B'n3Ky Mix ochobhumu paxyHKaMu nnaTixHoro 6a-naHcy yKpaiHu, cnifl BpaxyBaTu, |o, ak 6yno noKa3aHo Bui|e, pn-flu cTaTucTuHHux flaHux Current_Account i Capital_Account e HecTaöioHapHuMu 3 oflHaKoBuM nopnflKoM iHTerpaöii, |o flopiB-Hrae 1, a oTxe Mix humu Moxe icHyBaTu KoiHTerpaöin. OTxe, flo-öinbHo 3BepHyTu yBary Ha 3ayBaxeHHn, |o npeflcTaBneHo b [8]. flaHe 3ayBaxeHHn nonnrae b TaKoMy: ak|o Mix 3MiHHuMu x Ta y (b TepMiHax Mo^eni BeKTopHoi aBToperpecii (1)) BiflcyTHn KoiHTerpaöin (to6to floBrocTpoKoBui piBHoBaxHui 3b'a3ok), Tofli TecT Tpe/Hflxepa Ha npuHuHHicTb npoBofluTbcn flnn Mo^eni BeKTopHoi aBToperpecii, nKa BKnraHae cTaöioHapHi 3MiHHi a6o 3MiHHi, |o
Variance Decomposition of DCAPI TAL_ACCO UNT 100
60 40
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 - dcapital_accou nt-----dcu rrent_accou klt
Variance Decomposition of DCURRENT ACCO UNT 100
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 dcapital_accou nt1----dcu rrent_accou t
PucyHOK 2. OyHKöii fleKQMno3MöiV flMcnepcrn nacoBMX p^fliß dCapital_Account Ta dCurrent_Account
приведен! до стацюнарних (у даному випадку - зм!нн! в перших р!зницях); у випадку ж якщо ко!нтеграц!я присутня, сл!д будувати модель коригування помилок ! для неУ проводити тест Грейнджера на причинн!сть. Тому для повноти досл!-дження проанал!зуемо ряди на ко!нтеграц!ю ! у випадку, якщо вони ко!нтегрують, побудуемо модель коригування помилок, яка е моделлю векторноУ авторегреси в структурой форм!.
В!домо, що переваги моделей коригування помилок перед моделями векторноУ авторегреси полягають в тому, що при наявност! нестац!онарних ряд!в, перш н!ж будувати модел! векторноУ авторегреси в р!зницях, з цих ряд!в сл!д утворити стац!онарн!. Проте в такому випадку, використовуючи оператор р!зниць, втрачаеться ц!нна «довгострокова» ¡нформа-ц!я про динам!ку повед!нки часового ряду. В той же час ко!н-теграц!я зм!нних дозволяе будувати коректн! модел! нав!ть у випадку Ухньо'У нестац!онарност!, не перетворюючи часов! ряди оператором р!зниць на стац!онарн! [6].
Виходячи з того що тест Йохансена на ко!нтеграц!ю е чут-тевим до вибору порядку р модел! векторноУ авторегреси, були проанал!зован! вар!анти введення в модель р!зноУ к!ль-кост! лаг!в (табл. 5). Отриман! результати дозволили зроби-ти висновок про наявн!сть м!ж зм!нними ко!нтеграц!У за умо-ви введення в модель в!д одного до чотирьох лаг!в, тод! як при подальшому зб!льшенн! к!лькост! лаг!в ко!нтеграц!я м!ж зм!нними не виявляеться. Як ! у випадку з моделлю векторноУ авторегреси, оберемо найкращу модель коригування помилок, виходячи з! значень !нформац!йних критерив та ви-правленого коеф!ц!ента детерм!нац!У.
Таким чином, найкращою е модель коригування помилок четвертого порядку. Проведення тесту Грейнджера на при-
чинн!сть для даноУ модел! дозволило отримати висновки, що узгоджуються з представленими вище висновками про на-явн!сть взаемного причинно-насл!дкового зв'язку м!ж ра-хунками. Так, при р!вн! статистичноУ значимост! 5% було в!д-хилено як нульову г!потезу про в!дсутн!сть впливу рахунку операц!й з кап!талом та ф!нансових операц!й на поточний рахунок — уа1ие < 0,0001), так ! нульову г!потезу про в!дсутн!сть впливу поточного рахунку на рахунок операц!й з кап!талом та ф!нансових операц!й {р — х>а1ие = 0,0067).
За аналог!ею з викладеним вище матер!алом наступний крок анал!зу полягае у побудов! функцп !мпульсних в!дгук!в та декомпозиц!У дисперс!й. При цьому, знову ж таки, на основ! даних табл. 6 зробимо висновок про в!дсутн!сть кореля-ц!У у залишках модел! коригування помилок.
Представимо граф!к функц!У !мпульсних в!дгук!в.
Висновок, отриманий внасл!док анал!зу функцп !мпульс-них в!дгук!в часових ряд!в Сар^а!_Дссоип1 та Сиггеп^Дс-соип1 (рис. 3), у достатн!й м!р! е под!бним до того, який представлено вище (щодо анал!зу рис. 1). Так, знову ж таки мож-на стверджувати, що потряс!ння (шок) в одному з рахунк!в призводить до зм!н в !ншому рахунку, проте ц!кавим е те, що така зм!на не завжди е негативною. Такий факт може бути пояснений виявленим у статт! взаемним причинно-насл!д-ковим зв'язком м!ж основними рахунками плат!жного балансу. Зазначене дае п!дстави стверджувати, що, напри-клад, державна пол!тика, спрямована на зниження деф!циту поточного рахунку, може мати насл!дком пог!ршення його стану, якщо така пол!тика безпосередньо стимулюе прит!к кап!талу [4]. Адже прит!к кап!талу може спровокувати подо-рожчання нац!ональноУ валюти (тиск на валютному ринку
Таблиця 5. Значения скоригованого коефщента детерм1нац|| та ¡нформацшних критер1Тв Ака1ке та Шварца для р1зних порядк1в р модел1 коригування помилок
Порядок модел1 ко-ригування помилок (р) 1нформацшний критер1й Ака1ке 1нформац1йний критер1й Шварца Скоригований коефщ1ент детерм1нац||
для ряду ДОиг-геп1_Ассоип1 для ряду ДОа-р^а1_АссоиП для ряду ^иг-геп1_Ассоип1 для ряду ДОа-р11а!_Ассоип1 для ряду dCuг-геп1_Ассоип1 для ряду dCa-р11а!_Ассоип1
1 -417,2098 -467,3864 -417,0583 -467,2349 0,331888 0,227621
2 -407,2589 -454,5248 -407,0295 -454,2953 0,356261 0,313662
3 -388,2995 -441,5847 -387,9907 -441,2758 0,569675 0,392561
4 -378,2240 -432,6651 -377,8342 -432,2752 0,591167 0,366089
Таблиця 6. Виб1рков1 автокореляцм оц1нених залишк1в модел1 коригування помилок четвертого порядку
Лаг Змшна Сиггеп1_Ассоип1 Сарйа!_Ассоип1
0 Сиггеп1:_Ассоиг^ 1,00000 -0,35182
Сар^а1_Ассоиг^ -0,35182 1,00000
1 Сиггеп1_Ассоип1 0,04324 -0,07437
СарИа!_Ассоип1 -0,01158 0,03042
2 Сиггеп1_Ассоип1 -0,04259 0,11301
СарИа!_Ассоип1 -0,06080 0,03439
3 Сиггеп1_Ассоип1 -0,05188 0,11847
СарИа!_Ассоип1 0,03115 0,05648
4 Сиггеп1_Ассоип1 -0,17982 0,11955
СарИа!_Ассоип1 0,03840 -0,06529
5 Сиггеп1_Ассоип1 -0,10667 -0,00530
СарИа!_Ассоип1 0,05269 -0,04927
6 Сиггеп1_Ассоип1 0,10422 -0,03084
СарИа!_Ассоип1 -0,09720 -0,23095
Response of CAPITALACCOU NT to One S.D. Innovations
- CAPITAL_ACCOUNT -----CURRENT ACCOUNT
Response ofCURRENT ACCOUNTto One S.D. Innovations
- CAPITAL_ACCOUNT -----CURRENT ACCOUNT
Рисунок 3. Функцм ¡мпульсних в1дгук1в часових ряд1в 0арг
буде сприяти вщхиленню реального валютного курсу вщ довгострокового р1вноважного значення), а отже призведе до зменшення обсяпв експорту \ поглибить проблему дефЬ циту поточного рахунку. Аналопчно можуть бути проаналЬ зован наслщки вщ спрямованост державно'!' пол1тики на створення обмежень притоку капггалу в кра'Уну (тобто попр-шення стану рахунку операцм з капиталом та фЫансових операцм), що, цтком ймов1рно, буде мати наслщком покра-щення стану поточного рахунку плат1жного балансу Укра'Уни.
_Account та Сиггеп^Ассои^
Наступним кроком е анал1з графку декомпозици диспер-сй який представлено нижче.
3 рис. 4 слщуе висновок, який незначно вщр1зняеться вщ того, який було зроблено вище при анал1з1 функцп декомпозици дисперсм часових ряд1в dCapital_Account та dCuг-пеп^Ассои^. Зокрема, спостергаеться як достатньо по-м1тний вплив (близько 40%) змЫ поточного рахунку на динамку рахунку операцм з капиталом та фЫансових операцм, так \ достатньо пом1тний обернений зв'язок (у перои перюди
N/ariance Decomposition of CAPITAL_ACCOUIMT
- capital accou nt-----curr en t_ac count
Variance Decomposition of CURRENT ACCOUNT
- capital ao cpu nt----current ac count
Рисунок 4. Функцм декомпозици дисперс1й часових ряд1в Capital_Account та Current_Account
часу 60% в!д дисперс!У поточного рахунку пояснюеться зм!-нами в рахунку операц!й з кап!талом та ф!нансових опера-ц!й, дал! вплив рахунку операц!й з кап!талом та ф!нансових операц!й дещо послаблюеться та знижуеться до 40%).
Отже, узагальнюючи вищесказане, зазначимо, що для досягнення збалансованост! зовн!шнього сектору УкраУни, безумовно, треба л!кв!дувати дисбаланси рахунку операц!й з кап!талом та ф!нансових операц!й, однак поточний рахунок також виступае джерелом незбалансованост! зовн!шнього сектору в!тчизняноУ економ!ки, отже, загалом, обидва заз-начен! рахунки потребують л!кв!дац!У загрозливих дисбалан-с!в та негативних тенденц!й розвитку.
Розглянемо можлив! вар!анти д!й для врегулювання незбалансованост! плат!жного балансу. Анал!зуючи можлив! зм!ни в динам!ц! валютного курсу УкраУни, вартост! нац!о-нальноУ валюти тощо, а також враховуючи загальну еконо-м!чну ситуац!ю в краУн!, запропонуемо !нструменти мак-роеконом!чноУ пол!тики УкраУни, застосування яких ймов!р-но буде мати позитивний вплив на стан зовн!шнього сектору в!тчизняноУ економ!ки. Так, до основних тенденц!й, як! в сучасних умовах визначають стан в!тчизняноУ економ!ки в ц!лому та УУ зовн!шнього сектору зокрема, належать так!:
- по-перше, перех!д УкраУни до режиму гнучкого курсоу-творення, що, зг!дно з анал!зом л!тературних джерел, пов'язуеться з! значною к!льк!стю загроз, зокрема, (1) сиро-винна ор!ентац!я експорту УкраУни, недооц!нка УУ нац!ональноУ валюти в!дпов!дно до паритету куп!вельноУ спроможност!, що сприяе зниженню вартост! сировини на м!жнародному ринку, а також !мпорт продукц!У з б!льшою часткою доданоУ вартост!, ц!ни на яку залишаються усталено високими, буде призводи-ти до перерозпод!лу нац!онального доходу УкраУни на ко-ристь краУн - торгових !мпортер!в. У результат! у в!тчизнян!й економ!ц! посиляться проблеми пошуку кошт!в для ф!нансу-вання в!д'емного сальдо рахунку поточних операц!й, а також скорочення дох!дноУ частини бюджету; (2) зниження р!вня експорту, адже в результат! неконкурентоспроможност! в!тчиз-няноУ продукц!У на св!товому ринку, зниження ц!н на неУ внас-л!док знец!нення нац!ональноУ валюти не вплине на попит, так як останн!й стае нееластичним по вщношенню до ц!ни. В!д'емний вплив на стан сальдо плат!жного балансу посилить проблему знец!нення нац!ональноУ валюти, так як «плат!жний баланс в!дбивае зовн!шню л!кв!дн!сть краУни, а значить виз-начае ступ!нь дов!ри до нац!ональноУ валюти» [9];
- по-друге, зниження !нвестиц!йноУ привабливост! укра-УнськоУ економ!ки для !ноземних !нвестор!в, що е насл!дком серйозного спаду виробництва, нерозвиненого ф!нансового ринку, макроеконом!чноУ нестаб!льност!, можливого пог!р-шення стану плат!жного балансу, високого р!вня боргового навантаження на в!тчизняну економ!ку тощо. Так, в УкраУн! з с!чня по серпень 2013 року спад промислового виробництва становив 5,2% [10], валовий зовн!шн!й борг УкраУни на к!нець першого кварталу 2013 року - $136,3 млрд. (76,9% в!д ВВП) [2]. Зазначен! проблеми поглиблюються ще й тим,
що в УкраУн! з початку 2013 року спостер!гаеться дефляц!я, яка в результат! п!двищення вартост! державного боргу мо-же призвести до ф!нансовоУ нестаб!льност! [11].
Зазначен! вище ризики, зокрема можливе пад!ння в!тчиз-няного експорту, зниження !нвестиц!йноУ привабливост! в!т-чизняноУ економ!ки тощо, суттево зб!льшують ймов!рн!сть настання негативних тенденц!й розвитку зовн!шнього сектору украУнськоУ економ!ки в короткостроков!й перспектив!. В!дпов!дно пропонуються заходи, виконання яких сприятиме н!велюванню цих негативних тенденц!й.
По-перше, переор!ентац!я сировинноУ спрямованост! економ!ки УкраУни на виробництво продукц!У з! значною часткою доданоУ вартост!. Дана продукц!я мае витримувати конкуренц!ю не т!льки на в!тчизняному, але й на св!товому ринку. В!домо, що «розширенню обсяг!в виробництва, оно-вленню наявноУ матер!ально-техн!чноУ бази, !нновац!йному розвитков! тощо» сприяють !ноземн! ф!нансов! ресурси [12]. Дан! ресурси мають бути спрямован! на р!шення завдань !н-ституц!йних зм!н ! структурноУ перебудови для вир!внювання !снуючих диспропорц!й та п!двищення ефективност! функ-ц!онування в!тчизняноУ економ!ки, що призведе до зб!ль-шення нац!онального доходу, а отже до покращення поточного плат!жного балансу. Зазначена структурна перебудова можлива на основ!, наприклад, 1) формування стратег!чних м!жнародних проект!в сп!впрац! в!тчизняних та заруб!жних виробник!в, що дозволить п!двищити конкурентоспромож-н!сть в!тчизняного виробництва; 2) створення об'ект!в !нно-вац!йноУ !нфраструктури, зокрема технолог!чних парк!в, що сприятиме !нновац!йному розвитку в!тчизняноУ економ!ки.
По-друге, залучення !ноземних !нвестиц!й в результат!: (1) участ! !ноземних банк!в в економ!чних процесах. Зг!дно з [13] безпека для економ!ки УкраУни такоУ участ! досягаеться у випадку, якщо можлив!сть «...створювати в УкраУн! закор-донн! п!дрозд!ли та брати участь в економ!чних процесах краУни» будуть мати лише т! банки, «.як! в!дпов!дають м!н!-мальним вимогам щодо власного кап!талу, балансових ак-тив!в та кредитного рейтингу»; (2) сприяння ефективному розвитку фондового ринку УкраУни, на основ!, наприклад, [14, 15]: (а) зм!ни парадигми державного управл!ння ф!нан-совим ринком УкраУни, прикладом чого може слугувати впровадження японського п!дходу Р2М2 у д!яльн!сть уста-нов М!н!стерства ф!нанс!в УкраУни, а також запровадження д!евоУ практики застосування !нструмент!в ризик-менед-жменту в систему регулювання р!зних сегмент!в ф!нансово-го ринку; (б) п!дтримки державою подальшого розвитку не-державних пенс!йних фонд!в, як! можна розглядати як ча-стину ф!нансового сектору, що представляе собою едине джерело довгострокового кап!талу в економ!ц! будь-якоУ краУни св!ту; (в) укр!плення зв'язку в!тчизняного фондового ринку з ринками ключових гравц!в св!тових ринк!в, зокрема,
2 П!д Р2М розумють методолопчний п1дхд. ¡деолопя й технология якого спрямован! на створення цнност'! з допомогою креативного механизму проектного менеджменту та програмного подходу [14].
забезпечення npo3opocT¡ функцюнування фондового ринку, пщвищення рюня його кап¡тал¡зац¡í тощо. В умовах розвину-того фондового ринку ¡ноземн ¡нвестори будуть мати мо-жливють на ocнoв¡ прогнозу op¡eнтуватиcя в динамщ б^жо-вих котирувань. Причому зб¡г реальних ¡ прогнозованих значень буде свщчити про пpавильн¡cть ршень щодо ¡нве-стування в т або ¡40¡ ¡ннoвац¡йн¡ п¡дпpиeмcтва тощо.
Проте ^¡д обережно cтавитиcя до тези про необхщнють надм¡pнoгo залучення кредита та портфельних ¡ноземних ¡нвеcтиц¡й, що обумовлено як виявленим у статт взаемним пpичиннo-наcл¡дкoвим зв'язком м^ рахунками плат¡жнoгo баланcу (наcл¡дки чого аналвували^ вище), так ¡ тим, що значн кап¡тальн¡ потоки можуть мати як пoзитивн¡ наcл¡дки (наприклад, cтимулювання екoнoм¡чнoгo зpocтання), так ¡ негативн¡ наcл¡дки (наприклад, пpиcкopення ¡нфляци). Тому за умови надходження в кра'ну значних кап¡тальних пoтoк¡в ^¡д викopиcтoвувати пoл¡тичн¡ та/або макpoекoнoм¡чн¡ ¡н-cтpументи, що знижують p¡вень л¡кв¡днocт¡ у в¡тчизнян¡й екoнoм¡ц¡, зокрема: (1) стерилвафю валютних ¡нтеpвенц¡й, що знижуе тиcк на монетарну базу; (2) гнучюсть валютного куpcу (cпpияe номЫальному п¡двищенню ц¡ннocт¡); (3) жор-стку монетарну пoл¡тику в cукупнocт¡ з фюкальними обме-женнями; (4) контроль над капиталом тощо.
Висновки
Таким чином, розвиток глобалваци та ¡нтеграци cв¡тoвих ф¡нанcoвих pинк¡в, а отже пщвищення мoб¡льнocт¡ капгталь-них потоюв призвели до poзбаланcування деяких cкладoвих зoвн¡шньoгo cектopу екoнoм¡ки УкраУни. За цих умов для прийняття обгрунтованих ршень щодо коригування ключових рахунюв плат¡жнoгo баланcу в емп¡pичних доотщженнях до-речно заcтocувати вектopн¡ авторегреайы мoдел¡, як¡ дозво-ляють одноча^о моделювати дек¡лька чаcoвих pяд¡в за допомогою ^стеми динам¡чних рвнянь. Так, результати розра-хунк¡в за запропонованими у статп моделями векторно'' авто-рефеС та моделями коригування помилок (як е моделями векторно'' авторегреа'' в cтpуктуpн¡й фopм¡ та здатн врахову-вати «дoвгocтpoкoву» ¡нформа^ю про динам¡ку пoвед¡нки ча-^вого ряду) дозволили зробити виcнoвoк щодо наявнocт¡ взаемного пpичиннo-наcл¡дкoвoгo зв'язку мж ocнoвними рахунками плат¡жнoгo баланcу. 1нтерпретацт вектор-авторе-гpеc¡йних моделей на ocнoв¡ заcтocування ¡нcтpумент¡в ¡м-пульcнoгo аналву реагування на шоки та декомпозици ди^ пеpc¡й помилок пpoгнoз¡в також заcв¡дчила мoжлив¡cть роз-гляду рахунюв плат¡жнoгo баланcу (а cаме: рахунку поточних операцм та рахунку операцм з кап¡талoм ¡ ф¡нанcoвих опера-ц¡й) як джерел диcбаланc¡в зовншнього cектopу вгтчизняно'У екoнoм¡ки. Oтpиман¡ результати стали пщфунтям для розроб-ки рекомендацм щодо захoд¡в макроекономнно'У полгтики УкраУни, cпpямoваних на покращення стану рахунюв плат¡жнoгo баланcу, передуам: залучення ¡ноземних ¡нвеcтиц¡й; розвиток та модерызацт екcпopтнo-op¡eнтoваних галузей вгтчизняно'У економки разом ¡з: cтимулюванням cтвopення фор-
cайт-центp¡в, oб'eкт¡в ¡нновацмно'У ¡нфpаcтpуктуpи тощо; отриянням розвитку конкуренци на внутршньому ринку через зниження значно'У юлькост^ адм¡н¡cтpативних баp'ep¡в, отро-щенням порядку реестраци opган¡зац¡й ¡ п¡дпpиeмц¡в, crapo-ченням пеpел¡ку л¡цензoваних вид¡в дтльност^ що буде пщфунтям для пщвищення кoнкуpентocпpoмoжнocт¡ продук-ци в¡тчизняних пщприемств.
Список використаних джерел
1. Геець В.М. Макроекономнна оц^ка грошово-кредитно' та ва-лютнo-куpcoвoí полгтики Укра'ни до ¡ пщ чаc фшангаво' кризи / В.М. Геець // Економка Укра'ни. - 2009. - №2(567). - С. 5-23.
2. Офщйний cайт Hац¡oнальнoгo банку Укра'ни [Електрон. ре-cуpc]. - Режим доступу. - http://www.bank.gov.ua/
3. Aн¡c¡мoва О.Ю. Коригування зoвн¡шн¡х диcбаланc¡в платяного баланcу (на пpиклад¡ розвинутих кра'н: диа на здобуття наук. ступе-ня канд. ек. наук: отец. 08.00.02 «Свгтове гocпoдаpcтвo ¡ м^народ-н екoнoм¡чн¡ в¡днocини») / О.Ю. Ангамова. - К., 2008.
4. Wong C.-H. Policy Responses to External Imbalances in Emerging Market Economies: Further Empirical Results / С.-H. Wong, L. Carranza // IMF Working Paper. - 1998. - Available from: http://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/wp98103.pdf
5. Granger C.W.J. Investigating Casual Relations by Econometric Models and Cross-Spectral Methods / C.W.J. Granger // Econo-metrica. - 1969.- Vol. 37. - Р. 424-438.
6. Лук'яненко I.Г. Суча^ економетричн методи у фЫаж:ах / 1.Г. Лук'яненко, Ю.О. Городнненко. - К.: Лгтера ЛТД, 2002. - 352 c.
7. Ортогонализация [Электрон. pеcуpc] // Википедия. - Режим доступа: http://ru.wikipedia.org/wiki/%D0%9E%D1 %80%D1 % 82%D0%BE%D0%B3%D0%BE%D0%BD%D0%B0%D0%BB%D0% B8%D0%B7%D0%B0%D1%86%D0%B8%D1%8F
8. Lee H.-Y. Pitfalls in using Granger causality tests to find an engine of growth [online] / H.-Y. Lee, K.S. Lin, J.-L. Wu // Available from: http://econ.ccu.edu.tw/publications/publication_Lee/18.pdf
9. Дунаева Е.В. Пеpcпективы воздействия регулирования обменного куpcа рубля на динамику цен и инфляцию в Роте:ии / Е.В. Дунаева // Финанмвым бизнеа - 2011. - №5. - С. 2-12.
10. Спад проми^ового виробництва Укра'ни окпав бшьше 5% [Електрон. pеcуpc] / Режим доступу: http://www.novostimi-ra.com.ua/novyny_70446.html
11. Borio C. Asset Prices, Financial and Monetary Stability: Exploring the Nexus [online] / C. Borio, P. Lowe // BIS Working Papers. - 2002. -№114. - Available from: http://www.bis.org/publ/work114.pdf
12. Крупка I.M. ФЫантовий ринок Укра'ни та мжнародн ф¡нанcoв¡ потоки / I.M. Крупка // Фнан™ Укра'ни. - 2009. - №12. - С. 104-116.
13. Кириченко М. Иностранным капитал в банков^ой cиcтеме Украины / М. Кириченко // Финаж:овы1й директор. - 2008. - №1. - С. 3-7.
14. 1ваницька О.М. Державне регулювання ф^анмвих ринюв в Укран у посткризовий пеp¡oд / О.М. 1ваницька // Ф¡нанcи Укра'-ни. - 2012. - №2. - С. 35-43.
15. Терещенко Г.М. Концептуальн заcади державного регулювання фондового ринку / Г.М. Терещенко // ФЫанот Укра'ни. -2011. - №2. - С. 97-105.
