CC BY
46
ЕКОНОМІКА ФіНАНСИ, грошовий обіг і КРЕДИТ
причиино-насяідкові зв’язки інструментів монетарної політики та показників сталого розвитку економіки країни (на прикладі облікової ставки нбу)
ГУБАРЄВА I. о., ОГОРОДНЯ Є. М.
УДК 338.1 (477):330.4
Губарева І. О., Огородня Є. М. Причинно-наслідкові зв'язки інструментів монетарної політики та показників сталого розвитку економіки країни (на прикладі облікової ставки НБУ)
Мета статті полягає у дослідженні впливу монетарної політики на забезпечення сталого розвитку економіки країни та виявленні коінтегро-ваності між змінними сталого розвитку економіки країни та інструментами монетарної політики. Систематизація, аналіз та узагальнення наукових праць дозволили сформувати сукупність показників сталого розвитку економіки країни для проведення аналізу на причинно-наслідкові зв'язки цих показників та інструментів монетарної політики. У результаті дослідження були виявлені основні показники сталого розвитку економіки країни, чутливі до впливу інструментів монетарної політики. На основі застосування моделей коригування похибки виявлені проблемні аспекти взаємодії облікової ставки НБУ з капітальними інвестиціями, стимулювання яких є одним із базових умов сталого розвитку економіки країни. Перспективами подальшого дослідження у даному напрямі є визначення взаємодії та взаємозалежності інших інструментів монетарної політки з показниками сталого розвитку економіки країни, побудова прогнозів і сценаріїв забезпечення сталого розвитку економіки країни інструментами монетарної політики.
Ключові слова: сталий розвиток економіки країни, монетарна політика, тест на каузальність Грейнджера, коінтеграція.
Рис.: 2. Табл.: 3. Формул: 3. Бібл.: 21.
Губарєва Ірина Олегівна - кандидат економічних наук, доцент, старший науковий співробітник відділу інноваційного розвитку та конкурентоспроможності, Науково-дослідний центр індустріальних проблем розвитку НАН України (пл. Свободи, З, Держпром, 7 під'їзд, 8 поверх, Харків, 61022, Україна) E-mail: [email protected]
Огородня Євгенія Миколаївна - аспірантка, кафедра банківської справи, Харківський національний економічний університет (пр. Леніна, 9а, Харків, 61166, Україна)
E-mail: [email protected]
УДК 338.1 (477):330.4 Губарева И. О., Огородняя Е. Н. Причинно-следственные связи инструментов монетарной политики и показателей устойчивого развития экономики страны (на примере учетной ставки НБУ)
Цель статьи заключается в исследовании влияния монетарной политики на обеспечение устойчивого развития экономики страны и выявление коинтегрованости между переменными устойчивого развития экономики страны и инструментами монетарной политики.
Систематизация, анализ и обобщение научных трудов позволили сформировать совокупность показателей устойчивого развития экономики страны для проведения анализа на причинно-следственные связи данных показателей и инструментов монетарной политики.
В результате исследования были определены основные показатели устойчивого развития экономики страны, чувствительные к воздействию инструментов монетарной политики. На основе применения моделей корректировки ошибки обнаружены проблемные аспекты взаимодействия учетной ставки НБУ с капитальными инвестициями, стимулирование которых является одним из базовых условий устойчивого развития экономики страны. Перспективами дальнейшего исследования в данном направлении являются определение взаимодействия и взаимозависимости других инструментов монетарной политики с показателями устойчивого развития экономики страны, построение прогнозов и сценариев обеспечения устойчивого развития экономики страны инструментами монетарной политики.
Ключевые слова: устойчивое развитие экономики страны, монетарная политика, тест на каузальность Грейнджера, коинтеграция.
Рис.: 2. Табл.: 3. Формул: 3. Библ.: 21.
Губарева Ирина Олеговна - кандидат экономических наук, доцент, старший научный сотрудник отдела инновационного развития и конкурентоспособности, Научно-исследовательский центр индустриальных проблем развития НАН Украины (пл. Свободы, 5, Госпром, 7 подъезд, 8 этаж, Харьков, 61022, Украина)
E-mail: [email protected]
Огородняя Евгения Николаевна - аспирантка, кафедра банковского дела, Харьковский национальный экономический университет (пр. Ленина, 9а, Харьков, 61166, Украина)
E-mail: [email protected]
UDC 338.1 (477):330.4
Hubaryeva I. O., Ohorodnya Ye. M. Cause-Effect Relations of Instruments of the Monetary Policy and Indicators of Sustainable Development of the Country Economy (Using Example of the NBU Discount Rate)
The goal of the article is to study impact of the monetary policy on ensuring sustainable development of the country economy and detection of co-integration between the variables of the sustainable development of the country economy and instruments of the monetary policy. Systematisation, analysis and generalisation of scientific works allowed formation of an aggregate of indicators of sustainable development of the country economy for conducting a cause-effect relations analysis of indicators of sustainable development of the country economy and instruments of the monetary policy. The study results were used for identification of basic indicators of sustainable development of the country economy, which are sensitive to the impact of the instruments of the monetary policy. Using the models of mistake correction, the article reveals problem aspects of interaction of the NBU discount rate with capital investments, stimulation of which is one of the basic conditions of sustainable development of the country economy. Prospects of further studies in this direction are identification of interaction and interdependence of other instruments of the monetary policy with indicators of sustainable development of the country economy, building up forecasts and scenarios of ensuring sustainable development of the country economy using instruments of the monetary policy
Key words: sustainable development of the country economy, monetary policy, Granger causality test, co-integration.
Pic.: 2. Tabl.: 3. Formulae: 3. Bibl.: 21.
Hubaryeva Iryna O.- Candidate of Sciences (Economics), Associate Professor, Senior Research Fellow of the Department of Innovation and Competitiveness, Research Centre of Industrial Problems of Development of NAS of Ukraine (pl. Svobody, 5, Derzhprom, 7 pidyizd, 8 poverkh, 61022, Ukraine) E-mail: [email protected]
Ohorodnya Yevheniya M.- Postgraduate Student, Department of Banking, Kharkiv National University of Economics (pr. Lenina, 9a, Kharkiv, 61166, Ukraine) E-mail: [email protected]
Використання інструментів монетарної політики для забезпечення сталого розвитку економіки країни ґрунтується на якісному аналізі їх взаємодії та взаємозалежності. Але масивність та різноплано-вість даних не дозволяють в повному обсязі вичленити основні показники, які якісно та чітко характеризують стан сталості розвитку економіки, і його складових, що реагують на вплив монетарної політики Національного банку України. Дану проблему формують ряд чинників: недостатньо ефективний трансмісійний механізм монетарної політики; слабка інфраструктура фінансових ринків; відсутність чутливості економічних процесів до дій представників монетарної влади. Тому виникає потреба уточнити відбір показників, які характеризують сталий розвиток економіки та мають чутливість до зміни монетарної політики, тобто виявити причинно-наслідковий зв'язок між інструментами монетарної політики та сталим розвитком економіки країни.
Проблематика виявлення причинно-наслідкових зв'язків між інструментами монетарної політики та основними макроекономічними й фінансовими показниками знайшла широке висвітлення в економічній літературі. Наукоємне обґрунтування взаємозв'язків між інструментами монетарної політики та основними показниками розвитку економіки висвітлене у роботах таких відомих вчених, як: О. В. Женчак, М. М. Чех, Б. Адамик, А. В. Сомик, Є. В. Аліпієв та інші. Вагомий вклад в дослідження причинно-наслідкових зв'язків інструментів монетарної політики і сталого розвитку економіки зробили такі зарубіжні вчені: Дж. Рігас, Дж. Теодосіо, Н. Рігос, Дж. Блана, Д. Сереніс, П. Сереніс, М. А. Панилов, О. А. Ле-онт'єва, В. І. Малюгін, М. В. Прановіч, Д. Л. Мурін, Д. Л. Ка-лечіц та інші. Водночас питання взаємодії інструментів монетарної політики зі сталим розвитком економіки країни залишаються дослідженими не повною мірою.
Одним із ґрунтовних методів вирішення даного питання є застосування тесту Грейнджера на каузальність [І, с. 424 - 438], оскільки класичний кореляційний аналіз не дає можливості повною мірою дослідити взаємозв'язки між змінними [2, с. ІІ7] та моделей коригування помилки (ECM) і моделей векторної авторегресії (VAR).
Сутність тесту Грейнджера полягає в тому, що змінна x є казуальною (причинною) по відношенню до змінної у, тобто при впливі х ^ у зміни х повинні передувати змінам у, а не навпаки. Отже, необхідне одночасне виконання основних двох умов: змінна х повинна робити значний внесок у прогноз у, а змінна у не повинна робити суттєвий внесок у прогноз змінної у.
В основі тесту Грейнджера покладено нульову гіпотезу про те, що «х не впливає на у», на основі F-статистики Фішера [3, 4] спростовують або приймають дане твердження. Для відхилення нульової гіпотези на 5-відсотковому рівні значення необхідно, щоб ^-значення для відповідної пари показників було в межах до 0,05 [4, c. ІІ8; 5, с. 207].
Але при дослідженні часових рядів виникає питання щодо стаціонарності чи нестаціонарності ряду. Залежно від класифікації часового ряду застосовуються той чи інший тип моделей часових рядів для отримання
якісного, адекватного економетричного аналізу та економічно змістовного результату. Для реалізації та практичного застосування в статистичному аналізі часових рядів дослідники обмежують вибірку, характеристики показників, часовий проміжок. Одним з головних обмежень, покладених в основу подібних досліджень, є стаціонарність часового ряду. Але для вирішення питання щодо дослідження нестаціонарних часових рядів достатньо новим напрямом моделювання є застосування моделей коригування помилки (ЕСМ). В основу ЕСМ покладено концепцію «коінтеграції» змінних, яка припускає наявність довгострокового зв’язку між рівнями досліджуваних часових рядів [4, с. 115]. При цьому передбачається існування деякої спільної рівноважної траєкторії руху цих змінних, від якої вони можуть відхилятися, але економічні механізми діють у напрямі відновлення рівноваги, здійснюючи коригування відповідних відхилень [4, с. 115]. Модель корекції похибки ЕСМ дозволяє використовувати інформацію про довгострокову залежність у вигляді коінтеграційного співвідношення між спільно аналізованими нестаціонарними ко-інтегрованими часовими рядами під час моделювання короткострокових змін аналізованих змінних [19, с. 5].
Отже, встановлення довгострокової залежності між нестаціонарними змінними можливе, якщо вони коінтегровані, тобто, якщо вони можуть бути скомбіновані в один ряд, який буду стаціонарним [7, с. 84]. В основі коінтергації покладене твердження, що стохастичні та детерміновані тренди у часових рядах можуть стати причиною хибної регресії. Для усунення тренда можна виконати перетворення у вигляді переходу до різниць певного порядку, внаслідок чого отримаємо стаціонарну лінійну комбінацію [7, с. 83; 4. с. 115; 8].
Дані дослідження змінили бачення щодо моделювання часових рядів. Однією з пріоритетних процедур у моделюванні часових рядів стало визначення стаціонарності та коінтеграції рядів моделі. Коінтеграційний аналіз дає можливість виявити короткострокове та довгострокове співвідношення між змінними, враховуючи короткострокові збурення та довгострокові коливання, що обмежені економічними рівноважними співвідношеннями [4, с. 115]. Адже, якщо існує стаціонарне рівноважне співвідношення, то економічно це свідчить, що воно спостерігається досить часто, і його можна розглядати як довгострокову рівновагу. Коінтеграційне співвідношення відповідає тому, що між величинами, які розглядаються, існує довгострокова рівновага. Відповідно загальна динаміки поведінки показників може бути розкладена на дві складові: довгострокова і короткострокова поведінка [10, с. 82]. Отже, модель яка відображає зміну довгострокової та короткострокової поведінки динаміки змінних, є ЕСМ [10, с. 82; 4 с. 116].
Таким чином, аналіз на виявлення причинно-на-слідкових та коінтеграційних зв'язків між інструментами монетарної політики та показниками сталого розвитку економіки представимо в декілька етапів (рис. 1). Узагальнено на основі досліджень [4; 6; 11; 13; 14; 20].
ЕКОНОМІКА фінанси, грошовий обіг і кредит
ЕКОНОМІКА фінанси, грошовий обіг і кредит
Теоретичне узагальнення показників сталого розвитку економіки країни, на які впливають інструменти монетарної політики
Проведення тесту Грейнджера на причинно-наслідкові зв'язки між
змінними
З
З
Перевірка часових рядів на стаціонарність:
розширений тест Діккі - Фуллєра; тест Філліпса -Перрона (РР-тест); тест Квятковського - Філліпса -Шмідта - Шина (КРББ-тест)
^ Часовий ряд стаціонарний^ ^Часовий ряд нестаціонарний ^
Побудова VAR у перших різницях
Рис. 1. Етапи дослідження зв'язків між змінними сталого розвитку економіки країни та інструментами монетарної політики
Значення часових рядів було прологарифмовано не лише для їх згладження (перевагою такого підходу є те, що різниця логарифмів є апроксимацією темпів приросту показника [21, с. 438]), а й з метою врахування множинного впливу змінних величин (Dritsaki, 2004). Також логарифмічні перетворення можуть утворювати стаціонарні часові ряди (Box і Jenkins, 197б) [11, c. 22].
Реалізація наведених етапів оцінки монетарної політики та її впливу на забезпечення сталого розвитку економіки країни відбудеться за допомою прикладного еко-нометричного пакету EViews 3.0 та частково EViews 7.0.
На другому етапі проведено тест Грейнджера на каузальність інструментів монетарної політики і показників сталого розвитку економіки країни. Для тесту були відібрані основні інструменти монетарної політики: облікову ставку НБУ як основний інструмент відсоткової політики НБУ; норму обов'язкового резервування; середньозважену відсоткову ставку за всіма інструментами рефінансування та операції на відкритому ринку з цінними паперами (представлені нормою дохідності ОВДП). На основі теоретичного узагальнення було відібрано основні 22 показника сталого розвитку економіки країни, на які впливає монетарна політика, а саме: валютний курс; індекс споживчих цін; експорт товарів і послуг, % ВВП; імпорт товарів і послуг, % ВВП; сальдо поточного рахунку платіжного балансу, % ВВП; зміна реального обсягу ВВП (у % до відповідного попереднього періоду); кінцеві споживчі витрати, % ВВП; заощадження, % від сукупних доходів; витрати, % від сукупних доходів; капітальні інвестиції, % ВВП; індекс-дефлятор ВВП, зміна індексу-дефлятора, % до попереднього періоду; реальна заробітна плата, % до попереднього періоду; доходи Зведеного бюджету, % ВВП; видатки Зведеного бюджету, % ВВП; дефіцит (-), профіцит (+) Зведеного бюджету, % ВВП; індекс цін промислової продукції, % до попереднього періоду; рівень безробіття; індекс обсяг сільськогосподарської продукції, % до
відповідного попереднього періоду; ВВП, темпи зростання у відповідних цінах, %; міжнародні резерви НБУ, млн грн, % до попереднього періоду; прямі іноземні інвестиції, % ВВП.
Результати тесту Грейнджера для змінних сталого розвитку економіки країни та облікової ставки з відсіюванням незалежних змінних наведено в табл. 1 та інтерпретація отриманих результатів тесту - у табл. 2. У табл. 1 наведені значення F-статистики Фішера та ^-значення для відповідної пари показників, для підтримки або відхилення нульової гіпотези. Тест Грейнджелпа чутливий до кількості лагів, тому виходячи з розмірності було обрано чотири лаги [18; с. 1б7], оскільки в дослідженні використовуються квартальні дані за останні десять років.
Відповідно до табл. 1 і табл. 2 спостерігається вплив облікової ставки НБУ на експорт, імпорт, витрати, капітальні інвестиції, індекс цін промислової промисловості, темпи зростання ВВП, валютний курс, міжнародні валютні резерви. Водночас на облікову ставку впливає індекс-дефлятор ВВП, індекс споживчих цін, рівень безробіття.
Отже, на основі результатів проведеного дослідження для кожного інструменту монетарної політики представимо узагальнююче бачення взаємодії інструментів монетарної політики та показників сталого розвитку економіки, що характеризують реальні економічні процеси (рис. 2).
Наступним етапом є перевірка часових рядів на стаціонарність. Нестаціонарні ряди умовно поділяють на два основні типи [І3, с. 2б8]:
1) процес, який приводить до стаціонарного шляхом виділення лінійного тренду TSP (Trend Stationary Process);
2) процес даного типу приводиться до стаціонарного процесу шляхом включання в регресію лінійного тренда. Це процес, який містить детермінований тренд. Процес, який приводиться до стаціонарного шляхом взяття першої різниці DSP (Differencing Stationary Process).
БІЗНЕСІНФОРМ №9'2013 267
www.business-inform.net
Таблиця 1
Тест Гренджера на причинно-наслідкову залежність між обліковою ставкою НБУ та змінними сталого розвитку економіки України
Нульова гіпотеза Кількість лагів = 1 Кількість лагів = 2 Кількість лагів = 3 Кількість лагів = 4
Р-значення р-статистика Р-значення р-статистика Р-значення р-статистика Р-значення р-статистика
Експорт не впливає на І_п облікову ставку НБУ 2,56057 0,11743 4,03214 0,02605 2,06092 0,12378 1,68172 0,17932
ІлОблікова ставка НБУ не впливає на Ілекспорт 4,52974 0,03952 3,46257 0,04183 2,06945 0,12261 1,78416 0,15719
Облікова ставка НБУ не впливає на імпорт 8,17159 0,00673 5,56567 0,00771 3,57116 0,02392 3,03873 0,03182
Облікова ставка НБУ не впливає на витрати 0,78403 0,38121 1,38880 0,26207 4,01335 0,01508 2,94495 0,03577
Індекс - дефлятор ВВП не впливає на облікову ставку НБУ 24,5001 1,4 6,44691 0,00396 3,06569 0,04101 1,89918 0,13555
Облікова ставка НБУ не впливає на капітальні інвестиції 0,00211 0,96362 0,45579 0,63746 0,78783 0,50908 3,69648 0,01423
Індекс цін промислової продукції не впливають на облікову ставку НБУ 8,86019 0,00493 1,19417 0,31436 2,46435 0,07907 2,97711 0,03436
Зміна індексу-дефлятора, не впливають на облікову ставку НБУ 23,3023 2,205 5,04345 0,01172 1,91598 0,14618 1,05103 0,39767
Індекс споживчих цін не впливають на облікову ставку НБУ 28,0479 4,606 9,81906 0,00038 6,22502 0,00174 4,60297 0,00493
Облікова ставка НБУ не впливає темпи зростання ВВП 1,32882 0,25603 3,62976 0,03664 6,40749 0,00153 3,62976 0,03664
Рівень безробіття не впливає на облікову ставку НБУ 10,4371 0,00251 3,53444 0,03967 1,72440 0,18105 1,37204 0,26710
Облікова ставка НБУ не впливає на валютний курс 3,89386 0,05540 2,72688 0,07857 3,48863 0,02610 3,28582 0,02345
Усі показники прологарифмовані, тобто використовується І_п експорт
з
о
>г. > § § 5 О § О О ?^ї §^Е( » о8 р ? £ і ^ II І? * 5‘ ^ 5 £ 8; 5 “ о ІЗ ^
1^1 5'^ ІІІ У Iі 3 Мі-2 Е ! 1 І і і й •- ъ І |^1 |іі Н І ІП 5 й
•ч1 і! зі І і? і. £ ні І г- -11! 111 § *|ІІ! і-11 ^ § і ііїгі і ?= + і £і| 11 і і і 1 і*аІ
о®її^5^“^и. о-8;чічої5Ео,2лн>ф&5Лвйой5§о«^>^в£.
~ -£‘ я а 5 р с. £аа02Я<^&5«о*>Й 7* о Р *г 5 о > * ^ 43 о к ^ й -
ейІ.5«нВй?8йі»^&5|:^58^>« - і 2 ^ з м ^ й л, з* & > & 3! и + 2 І а « І 2
и а 43 а
£ а> т-5 й
!Ч X
А Я X &
8 № я X
гп О о X
8 О > и п> 2
С 5
X X ■^4
Я *-<
( і-С
ї> н
№ Я ц* *<1
О * ц*
» « ——1
О 1—1
00 X
X н &
га
X н X
(Ь Й
X о *
X н я
п » у
тз я 1*! Я >3
8 Т-5 Р
а< Я ст\ с:*
£ н Я О
ҐП X 43
ч X о Є п> о со
2 я|-*г55ой^_1о<>,”'£>,3.«.45Е. сов^^чолоНнол яя^е^^^ ^ к>^ ї ^ ^ -я* -£ > -3 ^ ь.
а ,—, ь« « “г-1 ьз '-з£;}!і!£2. глА'-ґєО'^зі^'тЗЛІ'В рз^іт: ^ ^ ■* &э оо сь »т-і 3> ►»< а >5 3> о “ ^ а
І § *-§ ^ г і' і411 г І іа з 1111 є-5 ? ^> а! з * £ ° 111: § § 11 ^ і1 £ і § р і 5 § і * § й §
5^рй^|,|§. о ^ г 2 Й к ё І Ё ёёЙ2^к>|йа|» ^ І * І о ^ і І ? 2 9 и | | ™ я
- аг’8ї1^5^§* = ї1і8їі-5-;?їшг:8аі*5-3;б'ї°ї| ! ■= + 5 к £ в !. з
ЕЯ 8©| §■“ з ЇІ'ІЦ 5 і Пі а І „ ї 11 ї'* І 51 II д? й Я а-ї || і і і є д. я ї |
^ і—і • • ч ьн 2ц О *—. § § _Н к о ^ со оз І § Я £Й О о 4 & Ю І рз ^5 а -•■«»* 10 3е ^
§|- і р ^ і я з І з 111- § §
й. о о Р ¥ ^ її ? н. * ? У ? 2 V § О л § ^ г ї. f ї. ? ? о § § ? 7 о > I ? Т- В. 5' “ §Г > ? § ? ? ^ 7' * ? §
*п СТ\ 3>
'О ■'< ж
п> о н а
03 &
X м X
а п> (. 5
|> •—1
'",
X X
о ро ■С Р2
С> О
X О о
о § а а> и о
£. 43 п> о 43
'О С>
& ■У >
X н О
о А о •п О
ро о
о\ о > В о X >
я ри ьз
о > я н о 43 п> О п>
П>
£ В О о\^;'^тз 8 ^> г 2 О > О ї ^ 8 2 Д + 2 * ($5 Ч М ^ 5. гв " Й О 8 ї
5 ^ >п >!=іОьС'-ґО’^5о й^д8й!::ілр;>2 5‘ 'Й2ч^о А ^і—‘^Зсґсг^ <"5 ® ^ -Р 2 о
ЕКОНОМІКА ФІНАНСИ, ГРОШОВИЙ ОБІГ і кредит
ЕКОНОМІКА ФІНАНСИ, грошовий ОБІГ і КРЕДИТ
Таблиця 2
Тест Гренджера на причинно-наслідкову залежність між обліковою ставкою НБУ та змінними сталого розвитку
економіки України
Кількість лагів = 1 Кількість лагів = 2 Кількість лагів = 3 Кількість лагів = 4
Облікова ставка НБУ ^ експорт Облікова ставка НБУ о експорт Немає зв'язку Немає зв'язку
Облікова ставка НБУ ^ імпорт Облікова ставка НБУ ^ імпорт Облікова ставка НБУ ^ імпорт Облікова ставка НБУ ^ імпорт
Немає зв'язку Немає зв'язку Облікова ставка НБУ ^ витрати Облікова ставка НБУ ^ витрати
Немає зв'язку Індекс - дефлятор ВВП ^ облікова ставка НБУ Індекс - дефлятор ВВП ^ облікову ставку НБУ Немає зв'язку
Немає зв'язку Немає зв'язку Немає зв'язку Облікова ставка НБУ ^ капітальні інвестиції
ІЦПП ^ облікова ставка НБУ Немає зв'язку Немає зв'язку ІЦПП ^ облікова ставка НБУ
Немає зв'язку Зміна індексу-дефлятора ^ облікова ставка НБУ Немає зв'язку Немає зв'язку
Немає зв'язку ІСЦ ^ облікова ставка НБУ ІСЦ ^ облікову ставку НБУ ІСЦ ^ облікова ставка НБУ
Немає зв'язку Облікова ставка НБУ ^ ВВП, темпи зростання Облікова ставка НБУ ^ ВВП, темпи зростання Облікова ставка НБУ ^ ВВП, темпи зростання
Рівень безробіття ^ облікова ставка НБУ Рівень безробіття ^ облікова ставка НБУ Немає зв'язку Немає зв'язку
Облікова ставка НБУ ^ валютний курс Немає зв'язку Облікова ставка НБУ ^ валютний курс Облікова ставка НБУ ^ валютний курс
Немає зв'язку Немає зв'язку Немає зв'язку Облікова ставка НБУ ^ міжнародні резерви НБУ
Відповідно ^ - наявність одностороннього зв'язку між змінними, о - двосторонній зв'язок між змінними. Змінні прологарифмовані
Норма дохідності ОВДП
Середньозважена ставка за всіма інструментами рефінансування
Рис. 2. Причинно-наслідкові зв'язки інструментів монетарної політики та показників сталого розвитку економіки
України
КРитР Т * Р~ + Р1Г- 1 + Р2Г - 2, (2)
де Р«> , рі, р2 - деякі коефіцієнти, які залежні від р і від того, які з трьох з розподілів Фуллєра розглядається. Мак-кіннон наводить таблицю цих коефіцієнтів для р = 0,01; 0,05; 0,10. Дана формула використовується у більшості прикладних спеціалізованих комп'ютерних програмах.
При виникненні неточностей та спірних моментів і для визначення специфікації використовують тест Філліпса - Перрона [9; 4, с. 118; 12, с. 7; 16, с. 13].
Тест Філліпса - Перрона (РР-тест) [9], перевірка нульової гіпотези про стаціонарність часових рядів х{ полягає у перевірці гіпотези ф = 0 на основі статистичної моделі (3):
Ах( =<рх(_і + а + (5ґ + щ, / = 2,..., Т, (3)
де параметри а і р можуть дорівнювати нулю. На відміну від критерія Дікі - Фуллєра випадкові складові щ з нульовим математичним очікуванням можуть бути автокорельова-ні (з достатньо швидким зменшенням автокореляційної функції), мати різні дисперсії (гетероскедантичність) і необов'язково нормальність розподілу. Відповідно на відміну від тесту Діккі - Фуллєра для розгляду береться більш широкий клас часових рядів [6; 16, с. 13].
У результаті проведеного аналізу часові ряди показників відповідно до ЛОБ-статистики та РР-статистики мають різну приналежність до класів. Тому для усунення неточностей проведемо додатковий тест на визначення стаціонарності часового ряду - тест Квятковського - Філліпса - Шмідта - Шина (КРББ-тест) [17]. У межах даного критерію нульова гіпотеза про те, що часовий ряд є ТБ, відхиляється, якщо значення статистики критерію, що спостерігається, перевищує критичний рівень. Узагальнюючі результати дослідження часових рядів на стаціонарність наведено в табл. 3.
Нестаціонарний процес, перші різниці якого стаціонарні, називають інтегрованим першого порядку і позначають І (1). Стаціонарний процес позначають І (0). Якщо А-ті різниці випадкового процесу стаціонарні, то його називають інтегрованим А-того порядку і позначають І (А) [7, с. 70].
Аналіз часових рядів показників сталого розвитку економіки показав, що значна кількість змінних є інтегрованими з порядком I (1). Відповідно, між рівнями змінних можуть існувати довгострокові зв'язки. У даному випадку існує механізм відновлення рівноваги при відхиленні показників від довгострокової траєкторії, який необхідно враховувати при аналізі короткострокових зв'язків між змінними [18, с. 167]. Взявши за основу теорію коінтеграцію, перевіримо часові ряди на коінтеграцію, використовуючи процедуру Йохансена для нестаціонарних рядів [6]. Даний метод дозволяє знайти матрицю коінтегрованих векторів за певного рангу матриці та перевірити гіпотезу про ранг матриці (число коінтегруючих векторів).
Відповідно до результатів тесту Йохансена та наявності коінтеграційних зв'язків між змінними побудуємо чотири УЕС (ЕСМ) моделі для часових рядів сталого розвитку економіки та облікової ставки НБУ. Умовами динамічної стабільності моделі ЕСМ є: 0 < у1 < 1, 0 < у2 < 1. Коефіцієнти ур у2 - швидкість пристосування моделі. При цьому коефіцієнти у1 є відгуком А1"1 на відхилення від рівноваги, а коефіцієнт у2 є відгуком АУ2.
Модель 1: Б(Ьп Видатки Зведеного бюджету) = 0.335*(ЬпОбСНБУ(-1) - 4.389* (Ьп Видатки Зведеного бюджету (-1) + 0.0237*(@ТКЕЫ0(02:1)) + 12.299) -0.101*Б(Ьп ОбСНБУ(-1)) - 0.197*б(ьп ОбСНБУ(-2)) + 0.257*Б(Ьп Видатки Зведеного бюджету (-1)) + 0.215*Б(Ьп Видатки Зведеного бюджету (-2)) + 0.003
Б(Ьп ОбСНБУ) = -0.016 * (Ьп ОбСНБУ (-1) -4.3897* (Ьп Видатки Зведеного бюджету (-1) + 0.024* (@ТКЕЫ0(02:1)) + 12.299) + 0.374*Б(Ьп ОбСНБУ (-1))
- 0.011*0(0КЫБи(-2)) - 0.104*Б(Ьп Видатки Зведеного
бюджету (-1)) - 0.096*Б(Ьп Видатки Зведеного бюджету (-2)) + 0.002.
Модель 2: Б(ЬпІмпорт) = -0.421*(Ьп ОбСНБУ (-1) + 2.167* Ьп Імпорт (-1) - 0.007*(@ТКЕЫ0(02:1)) - 10.611)
- 0.01685538636* Б(Ьп ОбСНБУ (-1)) + 0.419* Б(Ьп ОбСНБУ (-2)) + 0.321* Б(Ьп Імпорт (-1)) - 0.253* Б(Ьп Імпорт (-2)) + 0.011
Б(Ьп ОбСНБУ) = -0.171*(Ьп ОбСНБУ (-1) + 2.167* Ьп Імпорт (-1) - 0.007*(@ТКЕЫ0(02:1)) - 10.611) + 0.542* Б(Ьп ОбСНБУ (-1)) + 0.072* Б(Ьп ОбСНБУ (-2)) + 0.1* Б(Ьп Імпорт (-1)) + 0.084*Б(Ьп Імпорт (-2)) + 0.003.
Модель 3: Б(Ьп Сальдо) = -5.527*(ОбСНБУ (-1) + 0.021* Ьп Сальдо (-1) - 0.041*(@Т№Ш(02:1)) - 1.722)
- 5.292* Б(Ьп ОбСНБУ (-1)) - 3.227* Б(ОбСНБУ (-2)) -0.425*Б(Ьп Сальдо 0(-1)) + 0.253*Б(Ьп Сальдо (-2)) - 0.17
б(ьп ОбСНБУ) = -0.538*(Ьп ОбСНБУ (-1) + 0.021* Ьп Сальдо (-1) - 0.041*(@ТИЕш(02:1)) - 1.722) - 0.104*Б(Ьп ОбСНБУ (-1)) + 0.0405*Б(Ьп ОбСНБУ (-2)) + 0.029*б(ьп Сальдо (-1)) - 0.0003*Б(Ьп Сальдо (-2)) + 0.016
Модель 4: Б(Ьп Кап. інвест) = -1.837*(Ьп
Кап. інвест.(-1) - 0.415* Ьп ОбСНБУ (-1) + 0.009*(@ ТИЕШ(02:1)) - 2.424) + 0.634*Б(Ьп Кап. інвест (-1)) + 0.397*Б(Кап. інвест (-2)) - 0.582*Б(Ьп ОбСНБУ (-1)) + 0.767*б(ьп ОбСНБУ (-2)) - 0.007
Б(Ьп ОбСНБУ) = 0.074*(Ьп Кап. інвест (-1) -
0.415* Ьп ОбСНБУ (-1) + 0.01*(@ТКЕЫ0(02:1)) - 2.424)
- 0.016*Б(Ьп Кап. інвест (-1)) + 0.009*Б(Ьп Кап. інвест (-2)) + 0.3*Б(Ьп ОбСНБУ (-1)) + 0.048*Б(Ьп ОбСНБУ (-2)) + 0.0008.
Відповідно до попереднього аналізу було побудована модель виправлення помилки, що показує досить тісні взаємозв'язки між обліковою ставкою НБУ і видатками Зведеного бюджету (Модель 1). Отримані оцінки коефіцієнтів у1= 0.335299609 і у2 = -0.0161911848 означають, що система досить стабільна, оскільки обидва коефіцієнти не перевищують за абсолютною величиною 1, але коінтеграційні зв'язки не досить сильні.
Відповідно до попереднього аналізу було також побудовано модель виправлення помилки, що показує досить тісні взаємозв'язки між обліковою ставкою НБУ та імпортом товарів і послуг (Модель 2). Отримані оцінки коефіцієнтів у1= -0.4208104064 і у2 = -0.1703904919 означають, що система досить стабільна, оскільки обидва коефіцієнти не перевищують за абсолютною величиною 1. Відповідно, коефіцієнт у1 має правильні ознаки (-0,42), тобто 42 % миттєво коригується імпортом товарів і послуг, 17 % довгострокової рівноваги миттєво коригується обліковою ставкою НБУ.
Відповідно до попереднього аналізу було побудовано модель виправлення помилки, що показує досить тісні взаємозв'язки між обліковою ставкою НБУ і сальдо поточного балансу (Модель 3). Отримані оцінки коефіцієнтів у1= -5.527173914 і у2 = -0.5377799633 означають, що система не досить стабільна, оскільки коефіцієнт у1 (-5,5) за абсолютною величиною значно перевищує 1, що свідчить про те, що система взагалі не повертається до рівноважної траєкторії, тобто можна припустити слабку екзогенність змінної сальдо поточного балансу. Коефіцієнт у2 менше 1, відповідно 54 % відхилення від рівноваги миттєво коригуються обліковою ставкою НБУ.
ЕКОНОМІКА ФІНАНСИ, ГРОШОВИЙ ОБІГ і КРЕДИТ
270 БІЗНЕСІНФОРМ №9'2013
www.business-inform.net
ЕКОНОМІКА ФІНАНСИ, ГРОШОВИЙ ОБІГ і кредит
Таблиця З
Тести на визначення стаціонарності та класу часових рядів
Часовий ряд АОР-статистика РР-статистика КРББ-тест Результат
Специфікація АОР-статистика Критичні значення РР-статистика Критичні значення КРББ-статистика Критичні значення
1 2 3 4 5 6 7 8 9
Облікова ставка НБУ N,1 -0.401262 -1.9488 -2.630526 -3.5162 ОБ
Середньозважена ставка за всіма інструментами рефінансування N,1 -0.438879 -1.9488 -2.266631 -3.5162 ОБ
Норма обовязкового резервування N,1 -0.830159 -1.9488 -0.722976 -3.5162 ОБ
Сальдо поточного рахунку платіжного балансу, % ВВП N,1 -0.760402 -1.9677 -1.270049 -3.7611 ОБ
Зміна реального обсягу ВВП, % до відповідного попереднього періоду С,1 -0.853635 -1.9514 -2.348977 -3.5426 ОБ
Зміна індексу-дефлятора, % до попереднього кварталу С,1 -0.095028 -1.9490 -1.538484 -3.5189 ОБ
Доходи Зведеного бюджету, % ВВП С,1 0.130419 -1.9488 -2.718386 -3.5162 ОБ
Безробіття за методологією МОП С,1 -0.443568 -1.9490 -2.578466 -3.5189 ОБ
Індекс споживчих цін С,0 0.273637 -1.9488 -4.505689 -3.5162 0.180451 0.146000 ТБ
Експорт товарів та послуг, % ВВП С,1 -0.382649 -1.9488 -3.193801 -3.5162 0.185696 0.146000 ОБ
Імпорт товарів та послуг, % ВВП С,1 0.005700 -1.9488 3.982479 -3.5162 0.151023 0.146000 ОБ
Кінцеві споживчі витрати,% ВВП Т,0 0.092710 -1.9490 -5.705403 -3.5189 0.095522 0.146000 ТБ
Витрати, % від сукупних доходів С,0 -0.034806 -1.9488 -4.589938 -3.5162 0.069038 0.146000 ТБ
Капітальні інвестиції, % ВВП Т,1 -0.347239 -1.9488 -7.600564 -3.5162 0.187174 0.146000 ОБ
Видатки Зведеного бюджету, % ВВП Т,1 0.366858 -1.9488 -6.824135 -3.5162 0.715991 0.347000 ОБ
Індекс цін промислової продукції, % до попереднього місяця С,0 -0.209427 -1.9488 -5.363670 -3.5162 0.129617 0.463000 ТБ
ВВП, темпи зростання у відповідних цінах, % С,0 0.009766 -1.9490 -7.337778 -3.5189 0.245077 0.463000 ТБ
Міжнародні резерви НБУ, млн грн,% до попереднього періоду С,0 -0.121240 -1.9602 -4.439852 -3.6027 0.049596 0.216000 ТБ
Прямі іноземні інвестиції, % ВВП С,0 -0.568927 -1.9490 -4.589094 -3.5189 0.162087 0.146000 ОБ
Норма дохідності ОВДП С,0 -0.063058 -1.952910 -3.653478 -3.562882 0.235190 0.463000 ТБ
Валютний курс N,1 0.77944 -1.9488 -2.035343 -3.5162 0.615505 0.463000 ОБ
Індекс - дефлятор ВВП N,0 0.164415 -1.9488 -1.703591 -3.5162 0.198674 0.463000 ТБ
БІЗНЕСІНФОРМ №9'2013
www.business-inform.net
Закінчення табл. З
1 2 3 4 5 6 7 8 9
Індекс обсяг сільськогосподарської продукцій С,1 -0.318691 -1.9490 -3.795749 -3.5189 0.788220 0.463000 ОБ
Реальна заробітна плата С -0.291803 -1.9490 -10.24735 -3.5189 0.377783 0.463000 ТБ
Заощадження с,о -1.170244 -1.9488 -5.251062 -3.5162 0.105864 0.463000 ТБ
Різниця
Сальдо поточного рахунку платіжного балансу, % ВВП N,1 -2.129444 -1.9699 -3.209052 -3.7921 0.071137 0.146000 ТБ
Облікова ставка НБУ (ОС НБУ) N,1 -4.419882 -1.9490 -3.873856 -3.5189 - - ТБ
Середньозважена ставка за всіма інструментами рефінансування N,1 -4.029679 -1.9490 -7.082735 -3.5189 - - ТБ
Норма дохідності ОВДП N,1 -3.835133 -1.9546 -9.020899 -3.5796 - - ТБ
Норма обовязкового резервування С,1 -4.357444 -1.9490 -7.163256 -3.5189 - - ТБ
Валютний курс N,1 -4.905451 -1.9490 -6.428067 -3.5189 - - ТБ
Експорт товарів і послуг, % ВВП N,1 -8.847679 -1.9490 -7.852593 -3.5189 - - ТБ
Імпорт товарів і послуг, % ВВП N,1 -8.605952 -1.9490 -9.628967 -3.5189 - - ТБ
Зміна реального обсягуВВП, % до відповідного періоду N,1 -4.532676 -1.9521 -5.984169 -3.5514 - - ТБ
Капітальні інвестиції, % ВВП N,1 -7.011671 -1.9490 -25.23124 -3.5189 - - ТБ
Зміна індексу-дефлятора, % до попереднього кварталу С,1 -4.635009 -1.9492 -9.003428 -3.5217 - - ТБ
Доходи Зведеного бюджету, % ВВП N,1 -7.721331 -1.9490 -6.845922 -3.5189 - - ТБ
Видатки Зведеного бюджету, % ВВП N,1 -6.857306 -1.9490 -19.75886 -3.5189 - - ТБ
Рівень безробіття (за методологією МОП) N,1 -7.261608 -1.9492 -6.789104 -3.5217 - - ТБ
Прямі іноземні інвестиції, % ВВП N,1 -6.191737 -1.9492 -14.73844 -3.5217 - - ТБ
Індекс обсяг сільськогосподарської продукцій N,1 -5.406322 -3.5247 -6.746749 -3.5217 - - ТБ
ЕКОНОМІКА ФІНАНСИ, ГРОШОВИЙ ОБІГ і кредит
ЕКОНОМІКА ФіНАНСИ, грошовий обіг і КРЕДИТ
Відповідно до попереднього аналізу було побудовано модель виправлення помилки, що показує досить тісні взаємозв'язки між обліковою ставкою НБУ та капітальними інвестиціями (Модель 4). Отримані оцінки коефіцієнтів: ух= -1.837224836 перевищує 1, що свідчить про те, що система взагалі не повертається до рівноважної траєкторії, тобто можна припустити слабку екзоген-ність змінної капітальних інвестицій; у2 = 0.07396475624 означають, що система не досить стабільна, оскільки коефіцієнт не перевищують за абсолютною величиною 1.
ВИСНОВКИ
Отже, у результаті проведеного дослідження, після проведення тесту Грейнджера, виявлено каузальні зв'язки між змінними, а саме: норма обов'язкового резервування НБУ має значний вплив на кінцеві споживчі витрати, прямі іноземні інвестиції та видатки Зведеного бюджету, і, у свою чергу, змінюється під впливом імпорту товарів і послуг; облікова ставка НБУ активно впливає на імпорт товарів і послуг, валютний курс, капітальні інвестиції, витрати, міжнародні валютні резерви НБУ та змінюється під впливом індексу споживчих цін, індексу цін промислової продукції, рівня безробіття, індексу-дефлятора, зміни індексу-дефлятора. Визначено двосторонній зв’язок між обліковою ставкою НБУ і експортом товарів і послуг; норма дохідності ОВДП змінюється під впливом темпів зростання ВВП, зміни реального обсягу ВВП, індексу-дефлятора ВВП, зміни індексу - дефлятора ВВП, рівня безробіття, експорту товарів і послуг, валютного курсу, але, у свою чергу, вона впливає на капітальні інвестиції та витрати населення; середньозважена ставка за всіма інструментами рефінансування має значний вплив на сальдо поточного балансу, доходи і видатки Зведеного бюджету, темп зростання ВВП, зміна обсягу реального ВВП, індекс цін промислової продукції. Середньозважена ставка за всіма інструментами рефінансування реагує на рівень безробіття в країні та індекс - дефлятор ВВП.
Після проведення тесту Грейнджера, на основі результатів тестів Діккі - Фуллєра, Філліпса - Перрона, Квятковського - Філліпса - Шмідта - Шина та процедури Йохансена побудовано моделі коригування помилки змінних сталого розвитку економіки країни та облікової ставки НБУ.
Відповідно до вищевикладеного моделі сталого розвитку економіки показують, що монетарна політики НБУ, а саме: облікова політика є важливим чинником сталого розвитку економіки країни. Але залишається невирішеними питання ефективної трансмісії механізму монетарної політики, розвитку фінансового ринку та тісного взаємозв'язку реального і фінансового секторів економіки, адже облікова політика НБУ, як пріоритетний інструмент монетарної політики, відповідно до монетарного режиму «цінової стабільності» має незначний вплив на капітальні інвестиції. Капітальні інвестиції є підґрунтям для забезпечення сталого розвитку економіки країни. Але у короткостроковій перспективі облікова політика НБУ може сприяти створенню сприятливого інвестиційного клімату для забезпечення рівноваги в довгостроковому періоді.
Запропонований підхід щодо оцінки забезпечення сталого розвитку економіки країни інструментами монетарної політики дозволяє: виявити проблемні аспекти взаємодії інструментів монетарної політики та сталого розвитку економіки країни; проаналізувати кожен інструмент монетарної політики та визначити його спектр дії; побудувати прогнози розвитку економіки країни за його складовими, а отже дослідити тенденцію змін економічних процесів. ■
література
1. Granger C. W. J. Investigation Casual Relations by Econometric Methods and Cross-Spectal Methods / C. W. J. Granger // Econometrica. - 1974. - Vol. 37. - P. 424 - 438.
2. Juselius K. The Cointegrated VAR Model / K. Juselius. -Oxford : Oxford University Press, 2006. - 457 p.
3. Емменеггер Ж.-Ф. Эконометрическое моделирование грузовой транспортной системы Украины / Ж.-Ф. Емменеггер, А. Первухин, В. Голикова // Галицький економічний вісник. - 2011. - № 4(33). - C. 49 - 58.
4. Петровська О. С. Моделювання сукупного капіталу сучасної України / О.С. Петровська [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://www.ief.org.ua/Arjiv_EP/Petrovskya208.pdf
5. Сереніс Д. Волатильність валютного курсу та галузевий експорт: емпіричні дані з двадцяти країн ЄС (1973 -2004) / Д. Сереніс, П. Сереніс // Журнал Європейської економіки. - 2011. - Том 10 (№2). - С. 203 - 212.
6. Носко В. П. Эконометрика. Введение в регрессионный анализ временных рядов / В. П. Носко. - М., 2002. - 274 с.
7. Суслов В. И. Эконометрия-3 : Курс лекций / В. И. Суслов, В. Ф. Лапо, Л. П. Талышева, Н. М. Ибрагимов [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://nashaucheba.ru/v51204/ суслов_в.и.,_лапо_в.ф.,_талышева_л.п.,_ибрагимов_н.м._ эконометрия-3
S. Капіталізація економіки України : Наукова доповідь / За ред. акад. НАН України В. М. Гейця, д-ра екон. наук
А. А. Гриценка. - К. : Ін-т екон. та прогнозув., 2007. - 220 с.
9. Philips P. C. B. Understating spurious regression in econometrics / P. C. B. Philips // Journal of econometrics. -1986. - Vol. 33 (3). - P. 311 - 340.
10. Канторович Г. Г. Анализ временных рядов. Лекционные и методические материалы / Г. Г. Канторович // Экономический журнал ВШЭ. - 2003. - № 1. - С. 79 - 103.
11. Рігас Дж. Емпіричні дослідження закону Оукена відносно економіки Греції / Дж. Рігас, Дж. Теодосіо, Н. Рі-гас, Дж. Блана // Журнал Європейської економіки. - 2011.-Том.10 (№1). - С. 15 - 33.
12. Панилов М. А. Номинальный валютный курс рубля: теоретические предпосылки и эмпирическая проверка / М. А. Панилов // Финансы и бизнес. - 2009. - № 3 - С. 48 - 65.
13. Канторович Г. Г. Анализ временных рядов. Лекционные и методические материалы / Г. Г. Канторович // Экономический журнал ВШЭ. - 2002. - № 2. - С. 251 - 273.
14. Канторович Г. Г. Анализ временных рядов / Г. Г. Канторович // Экономический журнал ВШЭ. - 2002. - № 3. -С. 379 - 401.
15. Назаренко О. М. Моделювання та прогнозування нестаціонарних часових рядів / О. М. Назаренко, М. В. Кар-пуша [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://archive. nbuv.gov.ua/portal/natural/Vcpi/Mmtt/ 2012_2/16_N_K.pdf
16. Кравцов М. К. Эконометрический анализ временных рядов макроэкономических показателей / М. К. Кравцов, А. В. Пашкевич, Н. М. Бурдыко // Белорусская экономика: анализ, прогноз, регулирование. - 2005. - № 3. - С. 3 - 22.
17. Kwiatkowski D. Testing of the Null Hypothesis of Stationary against the Alternative of a Unit Root / D. Kwiatkowski, P. C. B. Phillips, P. Schmidt, Y. Shin // Journal of Econometrics. -1992. - Vol. 54. - P. 159 - 178.
18. Петков П. И. Коинтеграционный анализ торгового баланса Украины / П. И. Петков [Электронный ресурс]. -Режим доступа : http://archive.nbuv.gov.ua/portal/soc_gum/ Prvs/2008_1/0164.pdf
19. Малюгин В. И. Система эконометрических моделей для анализа, прогнозирования и оценки вариантов денежно-кредитной политики / В. И. Малюгин, М. В. Прано-вич, Д. Л. Мурин, Д. Л. Калечиц // Исследования Банка. Национальный банк Республики Беларусь, 2005. - 41 с.
20. Моделі і методи соціально-економічного прогнозування : підручник / В. М. Геєць, Т. С. Клебанова, О. І. Черняк,
В. В. Іванов, Н. А. Дубровіна, А. В. Ставицький. - Х. : ВД «ІН-ЖЕК», 2005 - 396 с.
21. Sims C. Macroeconomics and reality / С. Sims // Eco-nometrica.- 1980.- Vol. 48. - № 1. - P. 3 - 48.
REFERENCES
Emmenehher, Zh.-F., Pervukhyn, A., and Holykova, V. "Ekonometrycheskoe modelyrovanye hruzovoi transportnoi systemy Ukrayny" [Econometric modeling of the freight transport system of Ukraine]. Halytskyiekonomichnyivisnyk, no. 4(33) (2011): 49-58.
Granger, C. W. J. "Investigation Casual Relations by Econometric Methods and Cross-Spectal Methods". Econometrica, vol. 37 (1974): 424-438.
Heiets, V. M., Klebanova, T. S., and Cherniak, O. I. Modeli i metody sotsialno-ekonomichnohoprohnozuvannia [Models and methods of social and economic forecasting]. Kharkiv: INZhEK, 2005: 39б.
Juselius, K. The Cointegrated VAR ModelOxford: Oxford University Press, 2006.
Kapitalizatsiia ekonomiky Ukrainy [Capitalization of Economy of Ukraine]. Kyiv: In-t ekon. ta prohnozuv., 2007.
Kantorovich, G. G."Analiz vremennykh riadov. Lektsionnye i metodicheskie materialy" [Time-series analysis. Lectures and tutorials]. Ekonomicheskiyzhurnal VShE, no. 1 (2003): 79-103.
Kantorovich, G. G. "Analiz vremennykh riadov. Lektsionnye
i metodicheskie materialy" [Time-series analysis. Lectures and tutorials]. Ekonomicheskiy zhurnal VShE, no. 2 (2002): 251-273.
Kantorovich, G. G."Analiz vremennykh riadov" [Time-series analysis]. Ekonomicheskiy zhurnal VShE, no. 3 (2002): 379-401.
Kravtsov, M. K., Pashkevich, A. V., and Burdyko, N. M. "Ekonometricheskiy analiz vremennykh riadov makroekonomi-cheskikh pokazateley" [The econometric analysis of time series of macroeconomic indicators]. Belorusskaia ekonomika: analiz, prognoz, regulirovanie, no. 3 (2005): 3-22.
Kwiatkowski, D., Phillips, P. C. B., and Schmidt, P. "Testing of the Null Hypothesis of Stationary against the Alternative of a Unit Root". Journal of Econometrics, vol. 54 (1992): 159-178.
Maliugin, V. I., Pranovich, M. V., and Murin, D. L. "Sistema ekonometricheskikh modeley dlia analiza, prognozirovaniia i otsenki variantov denezhno-kreditnoy politiki" [The system of econometric models to analyze, predict and evaluate options for monetary policy]. Issledovaniia Banka (2005): 41.
БІЗНЕСІНФОРМ № 9 '2013
www.business-inform.net
Nazarenko, O. M., and Karpusha, M. V. "Modeliuvannia ta prohnozuvannia nestatsionarnykh chasovykh riadiv" [Modeling and forecasting of nonstationary time series]. http://archive. nbuv.gov.ua/portal/natural/Vcpi/Mmtt/ 2012_2/16_N_K.pdf Nosko, V. P. Ekonometrika. Vvedenie v regressionnyy analiz vremennykh riadov [Econometrics. Introduction to regression analysis of time series]. Moskva, 2002.
Panilov, M. A. "Nominalnyy valiutnyy kurs rublia: teoret-icheskie predposylki i empiricheskaia proverka" [The nominal exchange rate of the ruble: theoretical framework and empirical testing]. Finansy i biznes, no. 3 (2009): 48-65.
Philips, P. C. B. "Understating spurious regression in econometrics". Journal of econometrics, vol. 33 (3) (1986): 311-340.
Petkov, P. I. "Kointegratsionnyy analiz torgovogo balansa Ukrainy" [Cointegration analysis of the trade balance of Ukraine]. http://archive.nbuv.gov.ua/portal/soc_gum/Prvs/2008_1/0164.pdf Petrovska, O. S. "Modeliuvannia sukupnoho kapitalu suchasnoi Ukrainy" [Simulation of the total capital of modern Ukraine]. http://www.ief.org.ua/Arjiv_EP/Petrovskya208.pdf.
Rihas, Dzh. and others. "Empirychni doslidzhennia za-konu Oukena vidnosno ekonomiky Hretsii" [Empirical studies Okun's law regarding the Greek economy]. Zhurnal IEvropeiskoi ekonomiky, vol. 10, no. 1 (2011): 15-33.
Serenis, D., and Serenis, P. "Volatylnist valiutnoho kursu ta haluzevyi eksport: empirychni dani z dvadtsiaty krain IES (1973-2004)" [The volatility of the exchange rate and sectoral exports: empirical evidence from twenty countries in the EU (1973-2004)]. Zhurnal IEvropeiskoi ekonomiky, vol. 10, no. 2 (2011): 203-212.
Suslov, V. I., Lapo, V. F., and Talysheva, L. P. "Ekonometri-ia-3. Kurs lektsiy" [Econometrics 3. The course of lectures]. http://nashaucheba.ru/v51204/cycnoB_B.u.,_nano_B.$.,_ TanbiweBa_n.n.,_u6paraMOB_H.M^KOHOMeTpua-3
Sims, C. "Macroeconomics and reality". Econometrica, vol. 48, no. 1 (1980): 3-48.
ЕКОНОМІКА фінанси, грошовий обіг і кредит
