Научная статья на тему 'Шоки спроса и предложения в экономике Российской Федерации в течение 1994 2005 годов'

Шоки спроса и предложения в экономике Российской Федерации в течение 1994 2005 годов Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

CC BY
2388
196
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.
Журнал
Экономический журнал
ВАК
Область наук
Ключевые слова
развал СССР / БЕЗРАБОТИЦА / шоки спроса и предложения
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.

Похожие темы научных работ по экономике и бизнесу , автор научной работы — Давтян М. Д., Макарян С. С.

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.

Текст научной работы на тему «Шоки спроса и предложения в экономике Российской Федерации в течение 1994 2005 годов»

80

ШОКИ СПРОСА И ПРЕДЛОЖЕНИЯ В ЭКОНОМИКЕ РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ В ТЕЧЕНИЕ 1994 - 2005 ГОДОВ

I. Введение

В течение периода, предшествовавшего развалу СССР, в декабре 1991 года в Российской Федерации была установлена полная занятость, а уровень безработицы был нулевым1. Однако последовавшие вслед за развалом СССР события, связанные с экономическими преобразованиями, стали причиной возникновения как полной безработицы, так и неполной занятости. Более того, с возникновением частного сектора экономики появилась возможность расширения видов занятости, охватывающей занятость в государственном и негосударственном секторах. Данная статья посвящена изучению взаимосвязи между различными экономическими факторами и влиянием шоков на экономику Российской Федерации.

Известно, что проблема, связанная с изучением рынка трудовых ресурсов, является одной из центральных проблем, изучаемых в экономике. Однако безработица представляет собой сложное явление, и для изучения и анализа ее динамики необходимо иметь обширный статистический материал. В то же время для ее изучения необходимо применить единый подход2, объединяющий качественные характеристики населения с точки зрения возраста, национальности, образования, а также принадлежности к миграционным потокам и периода миграции3.

Уровень безработицы определяется как отношение количества трудовых сил, которые в данный момент не заняты, к количеству населения, активно занятому проблемой поиска работы. Для современной России представляет интерес изучение взаимосвязи между различными экономическими факторами и факторами, определяющими безработицу. Для правильной разработки политики разрешения проблемы безработицы в странах с переходной экономикой важное значение имеет знание уровня безработицы, однако наиболее полезным является понимание и оценка риска превращения в безработного и условий, связанных с демографическими характеристиками, уровнем услуг по решению проблем образования и с экономическими условиями.

В Российской Федерации, аналогично странам Центральной и восточной Европы, имеющих централизованную плановую экономику, проблемы занятости, по крайней мере, вплоть до конца 1980-х гг., в основном решались в централизованном порядке. Занятость трудовых сил независимо от пола была высокой, структура системы занятости

охватывала как работников с высокой квалификацией, так и неквалифицированную рабочую силу, что являлось следствием интенсивного в течение первых лет экономического роста и преимуществ советской централизованной плановой системы, в которую были вовлечены все отрасли экономики. Однако в Российской Федерации, аналогично странам с переходной экономикой, с 1990-го уровень безработицы резко возрастал, а сохраняющаяся длительная безработица привела к снижению, во-первых, квалификации работников, а во-вторых, их трудовой мотивации2. Особенностью рынка труда Российской Федерации является то, что изменения в уровне занятости сравнительно маленькие, а величина отрицательных шоков ВВП большая. Общей политикой предприятий являлось стремление сохранить запасы трудовых сил. Там, где шоки продукции были большими, предприятия освобождали работников от работы полностью или в течение короткого времени. Таким образом, несмотря на то, что официальный уровень безработицы не был высоким, так как связь работников с фирмами сохранялась, изменения состояния трудовых сил в рынке труда в течение этого времени были большими, вероятно, потому, что работники переходили с одной работы на другую, более высоко оплачиваемую как в государственном, так и в частном секторе, а также большим количеством работников, оказавшихся вне состава трудовых сил.

Можно ожидать, что продолжающиеся в Российской Федерации экономические реформы могут значительно усовершенствовать структуры занятости, оплаты труда, а также, несомненно, изменят уровень безработицы и всеобщей мобильности труда. Характерной особенностью переходной экономики является перевод работников из социализированного государственного сектора в расширяющийся частный сектор.

Таким образом, изучение шоков спроса и предложения и их влияния на занятость, уровень цен и безработицу направлено на получение комплексной оценки состояния экономики. Данная работа изучает шоки ВВП, индекса потребительских цен и занятости и их влияние на экономические переменные Российской Федерации в течение 1994 -2005 гг. В этой области проведено недостаточно исследований. Отметим, что Bayoumi andEichengreen (1993 а) применили структурную модель VAR для того, чтобы идентифицировать и сравнить шоки спроса и предложения в 11 странах Европейского Союза. Позднее различные авторы применили предложенный в этой работе подход к различным группам стран в Европе. Например, Bayoumi and Eichengreen (1993 б) сравнили страны бывшей Европейской валютной системы (ЕВС) с другими западными странами. Bayoumi and Taylor (1995) использовали подход ВАР для сравнения стран ЕВС с различными странами - членами Организации сотрудничества и развития (ОСР) вне ЕВС. Bergman, Hutchison and Cheung (1997) использовали аналогичную методологию для изучения четырех стран Северной Европы. Далее,вконце 1990-xMasson(1999)

использовал подход, основанный на модели VAR для изучения влияния шоков предложения и спроса на экономику Западной Европы, однако эмпирические иследования в этой области не были проведены для стран Центральной и Восточной Европы (СЦВЕ). Аналогичное исследование влияния шоков предложения и спроса на экономику Российской Федерации было затруднено в течение предыдущих лет тем, что отсутствовали достаточно длинные временные ряды, описывающие ВВП, уровень цен и безработицу. Это ограничение и являлось проблематичным для применения подхода, основанного на построении модели VAR. Однако в настоящее время благодаря накопленному в достаточной степени статистическому материалу, описывающему поведение экономических переменных, характеризующих состояние экономики Российской Федерации, представляется возможным применить подход, основанный на изучении модели VAR для исследования влияния шоков предложения и спроса на экономику Российской Федерации.

Настоящая работа, продолжая развитие методологии VAR-моделирования, проведена в следующих направлениях. Во-первых, изучаются шоки спроса и предложения, отклики на эти шоки на основе использования достаточно длинных временных рядов и получаются исчерпывающие характеристики влияния этих шоков на экономику Российской Федерации. Во-вторых, особенностью проблемы изучения шоков является то, что не приняты во внимание первые три года переходного периода. В-третьих, дается оценка характера увеличения шоков в течение рассматриваемого времени.

Структура работы состоит в следующем. Во второй части приводится характеристика данных, использованных для построения моделей VAR. Третья часть посвящена изучению шоков и их поведения. В четвертой части изучаются отклики на шоки переменных, характеризующих состояние экономики Российской Федерации, а также импульсные функции отклика. В пятой части приводится заключение по результатам проведенного исследования.

II. Некоторые характерные особенности используемых данных

Статистические данные Российской Федерации, использованные в настоящей работе, имеют следующие особенности. Во-первых, в течение переходного периода в экономике Российской Федерации имели место различные структурные изменения и, в частности, в начале 1990-х годов. Это послужило причиной ограниченности устойчивой зависимости между экономическими переменными. Следующая особенность состояла в том, что в Российской Федерации переход к рыночной

экономике начался в начале 1990-х гг. и следовательно длина временных рядов, используемых для анализа шоков спроса и предложения, была небольшой и ограничивала возможности получения достоверной модели VAR. Для того чтобы исключить период наиболее резких структурных изменений из данных, использованных для проведения эмпирических исследований, мы нашли целесообразным исключить данные временных рядов, соответствующих первым четырем годам. Наконец, следующая особенность данных состояла в том, что их качество не сравнимо с качеством данных, используемых для изучения шоков спроса и предложения развитых западных стран.

В процессе построения модели VAR нами будут учтены проблемы, связанные с данными, характеризующими изучаемые экономические переменные, однако это не означает, что будут охвачены все проблемы. Мы исключаем данные, предшествующие 1994 г. - это означает, что изменения в экономике, предшествующие 1994 г., не будут влиять на результаты, полученные нами. Отметим, что качество данных в течение последних лет улучшено благодаря тому, что организации, занятые сбором статистических данных, значительно улучшили технологию сбора и обработки данных. Применяя данные, полученные в течение периода 1994 - 2005 гг. мы допускаем, что временные ряды достаточно длинны для того, чтобы изучить шоки предложения и спроса.

Нами будут использованы квартальные данные за период 1994 г.: первый квартал до 2005 г.: второй квартал. Мы используем данные реального валового внутреннего продукта (ВВП), индекса потребительских цен (ИПЦ) и уровня безработицы. Данные взяты из отчетов Госкомстата Российской Федерации.

к

♦ ♦

1 ♦Seriesl

Y * U J ' >• , * 6

« U 2 ‘

5 6 5.8 6 6.2 6.4 6 ВВП (Логарифмическая шкала)

Рис. 1. Дескриптивная статистика ВВП и ИПЦ Российской Федерации (1994 - 2005)

Источник: Госкомстат Российской Федерации www.goskomstat.ru

Рис. 2. Дескриптивная статистика ВВП и уровня безработицы Российской Федерации (1994 - 2005)

Источник: Госкомстат Российской Федерации www.goskomstat.ru

Изучим сначала дескриптивную статистику, выражающую связь между ВВП и ИПЦ (рис. 1), а также связь между ВВП и уровнем безработицы (рис. 2). Как показано на рис. 1, увеличению объема ВВП соответствовало уменьшение ИПЦ. Аналогично увеличению объема ВВП соответствовало понижение уровня безработицы (рис.2).

С1'5'

СО

Ї 1 а

І 0.5

ев

И

Н П

О 0.5 1 1.5 2

Динамика уровня безработицы

• ЗеГІеБІ

Рис. 3. Зависимость динамики ВВП от динамики уровня безработицы Российской Федерации (1994 - 2005)

Источник: Госкомстат Российской Федерации www.goskomstat.ru

Уравнение, выражающее зависимость динамики ВВП от динамики уровня безработицы Российской Федерации (1994 - 2005) (рис. 3) имеет следующий вид:

Динамика ВВП = 3% - 2* Динамика уровня безработицы (1)

Таким образом, изменению уровня безработицы с 4 % до 6 % соответствует изменение ВВП Российской Федерации на 1%. Отметим, что уравнение (1) представляет собой Закон Оукэна. Это подтверждает выполнение Закона Оукэна для экономики Российской Федерации.

Рис. 4. Зависимость динамики ИПЦ от динамики ВВП Российской Федерации (1994 - 2005)

Источник: Госкомстат Российской Федерации www.goskomstat.ru

Уравнение, выражающее зависимость динамики ИПЦ от динамики ВВП Российской Федерации (1994 - 2005), имеет следующий вид (рис. 4):

Динамика ИПЦ = 3 % - 2* Динамика ВВП (2)

Таким образом, изменению ВВП на 2 % соответствует изменение ИПЦ Российской Федерации на 1 %. Например, если ВВП увеличивается на 2 процента, то ИПЦ меняется на 1 %.

III. Шоки спроса и предложения в экономике Российской Федерации

Изучению шоков спроса и предложения в настоящее время уделено определенное внимание. Однако для экономики Российской Федерации изучение данного вопроса проведено недостаточно глубоко. Отметим, что первая работа в области изучения шоков спроса и пред-

ложения была проведена Blanchard and Quah (1989), которые рассмотрели влияние шоков предложения и спроса на продукцию и занятость. Применение этого подхода для изучения симметричности шоков было выполнено Bayoumi (1992) и Bayoumi and Eichengreen (1993 a,b). В работах Bayoumi and Eichengreen (1993 a,b) был проведен эмпирический анализ бывших стран Европейской валютной системы (ЕВ С) с различными штатами США или другими странами Европейского союза и странами Европейского торговой ассоциации. В данном параграфе мы, развивая подходы Blanchard and Quah (1989), Bayoumi and Eichengreen (1993 a,b) изучим модель VAR для случая, когда одновременно рассматриваются три переменные: валовой внутренний продукт, индекс потребительских цен и уровень безработицы.

Введем следующие обозначения. Положим для момента времени t

GDPt(AGDPt) = валовому внутреннему продукту (динамике валового внутреннего продукта);

CPlt(ACPlt)= индексу потребительских цен (динамике индекса потребительских цен);

UNEMPt (AUNEMPt) = уровню безработицы (динамике уровня безработицы).

В соответствии с моделью агрегированного спроса и предложения: (а) изменение валового внутреннего продукта может быть выражено в виде функции, в которой одновременно изменяются валовый внутренний продукт, цены и уровень занятости; (б) изменение цен может быть выражено в виде функции, в которой одновременно изменяются валовый внутренний продукт, цены и уровень занятости; (в) изменение уровня занятости может быть выражено в виде функции в которой одновременно изменяются валовой внутренний продукт, цены и уровень занятости. Используя определение системы векторной авторегрессии, система VAR для изучаемых трех переменных, может быть записана в следующем виде4:

AGDtf=+ cty iAGDtf_i + Qy'2_N3D^_'2_ + cty T/ACPI^ + cj^^ACPI[_^ + cty ^ACPI[_2 + cty cty jAL/N£Ai^_^

ACPIt = £?20 + +ai^AGD^_i +ci22^‘GD^_2 + ct2^ACPI^_Y + ci2^ACPI[_2 + ri2(^I !NFM^+ П2^А1 J~NFM^ ^ Л- ct2^JNEbA^_2 +6^(3)

AUNEKip= £?3q + +щфСО^_2 + щф^СР^ + + сь/фСР1^_2 + ct^-jAUNEMft^ + cq^JNEM^L. 2

Случайные ошибки %,e2i,e3i представляют шоки ВВП, ИПЦ и уровня безработицы соответственно. Предполагаем, что эти переменные являются «белым шумом» и некоррелированы. После проведения преобразования эту систему можно привести к виду:

AGDP,=b10+bnAGDP,_1+bl2AGDP,_2+bl3ACPI,_1+buACPI,_2+bl5AUNEMP,_1+bl6AUNEMP,_2++e1, ACPI, = 42о + b2\AGDPt_1 + b22AGDPt_2 + b23ACPI,_l + b2AACPIt_2 + b25AUNEMPt_1 + b26AUNEMP,_2 + e2, (4) AUNEMP, = 430 + b^AGDP,^ + b32AGDP,_2 + b^ACPI,^ + buACPI,_2 + a^AUNEMP,^ + b36UNEMP,_2 + £3,

Где элементы by И случайные ошибки %,/ = 1,2,3, у = 0,1,...,6 выводятся при помощи коэффициентов системы (3). Предполагаем, что математические ожидания случайных ошибок равны нулю, т.е. £(%) = E(£2t) = E(£3t) = 0. Так как вектор элементов %, ¿ = 1,2,3 выводится

из вектора %,¿ = 1,2,3, и элементов матрицы . / = 1.2.3. / = 0.1.6. то %,

¿ = 1,2,3 являются шоками, определяемыми шоками eit,i = 1,2,3. Для определения шоков ВВП, ИПЦ и уровня безработицы применим двухшаговую процедуру. Сначала вычислим коэффициенты системы VAR, позволяющие вычислить значения случайных ошибок. Далее, используя значения случайных ошибок, определим отклики ВВП, ИПЦ и уровня безработицы на 1-стандартную девиацию ВВП, ИПЦ и уровня безработицы.

Мы применим эту методологию к экономике Российской Федерации. Мы используем квартальные данные, содержащие ВВП в постоянных ценах первого квартала 1994 г. Для вычисления системы VAR (4) мы используем lag длины четыре5. В результате этого получаем следующую систему уравнений

AGDP, = 1.72 + 0.11AGDP,^ - 0.15AGDP,_2 -0.19ЛСР1,_Х + 0.02ДСР1,_2 - 0.03ДUNEMP,^ + 0.15ДUNEMP,_2 + +% ACPI, = 1.44 - 0.08Д-0.18ДGDP,_2 + 0.06ДCPI,^ - 0.02ДCPI,_2 -0.1 IAUNEMI,Lj - 0.09ДUNEMP,_2 + e2i ,(5) AUNEMP, = 0.02 + 0.34Д GDP,^ + 0.02Д GDP,_2 + О.гДСМ,^ + 0.1 ЪАСР1,_2 + 0.04Д UNEMP,^ + 0.06 UNEMP,_2 + e3,

где: а) для первого уравнения:

стандартные ошибки коэффициентов регрессии равны:

0.25; 0.01; 0.09; 0.03; 0.004; 0.002; 0.02 соответственно, (6)

коэффициент R2 равен 0.83

критерий Фишера равен F=17.7 при 36 степенях свободы,

б) для второго уравнения:

стандартные ошибки коэффициентов регрессии равны:

0.12; 0.002; 0.07; 0.003; 0.006; 0.02; 0.03 соответственно, (7)

коэффициент R2 равен 0.91

критерий Фишера равен F=19.3 при 36 степенях свободы,

в) для третьего уравнения:

стандартные ошибки коэффициентов регрессии равны:

0.14; 0.003; 0.09; 0.004; 0.007; 0.07; 0.009 соответственно, (8) коэффициент R2 равен 0.94

критерий Фишера равен F=21.3 при 36 степенях свободы.

Из оценок, полученных для стандартных ошибок (6) - (9) уравнений регрессий (5), следует, что критерии Стьюдента значимы. Коэффициенты R2 и критерии Фишера для всех уравнений системы (5) также значимы.

Для характеристических уравнений системы (5) получаем следующую систему уравнений:

Я2 -0.11/1 + 0.75 = 0

¿г2-0.06,«+ 0.02 = О ^

у2- 0.04г -0.06 = О

Корнями системы уравнений (9) будут следующие величины:

\ =0.055 + 0.86г;/12 =0.055-0.86;;^ =0.03 + 0.14г;/г2 =0.03-0.\4г.ух = 0.27и'2 -0.23

Отсюда следует, что модуль К |=0,86<1 модуль ^ |=0,14<1 и модуль Ь 1<1. Таким образом система (5) устойчивая.

Шоки ВВП, ИПЦ и уровня безработицы приведены на рис. 5 -рис. 10.

Рис. 5. Шоки динамики ВВП Российской Федерации (1994 -2005)

Как видно из рис. 5, шоки динамики ВВП Российской Федерации в течение периода 1994 - 2005 гг. имели колебательный характер, при этом принимали отрицательные значения, которые колебались в пределах от -1.08 до - 0.94. Так как для анализа были использованы квартальные значения ВВП, то в значениях шоков наблюдается сезонность, зависящая от кварталов.

Рис. 6. Процентные изменения шоков динамики ВВП Российской Федерации (1994 - 2005). (Квартал IV1994 г. принят равным 100%).

Рис. 6, представляющий процентные изменения шоков динамики ВВП Российской Федерации в течение периода 1994 - 2005 гг., аналогично характеру шоков, также отражает сезонность, зависящую от кварталов. В общем процентные изменения шоков динамики ВВП Российской Федерации в течение периода 1994 - 2005 гг. и при условии того, что квартал IV1994 г. принят равным 100 %, имели колебательный характер и соответствовали сезонности данных ВВП, использованных для анализа.

Как видно из рис. 7, шоки динамики ИПЦ Российской Федерации в течение периода 1994 - 2000 гг. имели колебательный характер. Однако начиная с 2000 г., их поведение стабилизировалось, что можно объяснить тем, что экономика приняла стабильный характер, и это отразилось на уровне цен.

Рис. 8. Процентные изменения шоков динамики ИПЦ Российской Федерации (1994 - 2005). (Квартал IV1994 г. принят равным 100 %).

Рис. 8, представляющий процентные изменения шоков динамики ИПЦ Российской Федерации в течение периода 1994 - 2005 гг., аналогичен характеру шоков динамики ИПЦ и имеет колебательный характер с 1994 по 2000 гг. В связи со стабилизацией уровня цен процентные изменения шоков динамики ИПЦ Российской Федерации с 2000 г. стабилизировались.

ШШ !994 ШЖ '1998 . 2000 2Щ2 2004 ИИ

Лаги (кварталы 1994 - 2005)

Рис. 9. Шоки уровня безработицы Российской Федерации (1994 - 2005).

Как видно из рис. 9, шоки уровня безработицы Российской Федерации в течение периода 1994 - 2005 гг. имели колебательный характер. При этом, начиная с 1996 г., шоки уровня безработицы принимали значения в пределах от 0.8 до 1.00. Аналогично шокам ВВП для шоков уровня безработицы также характерна сезонность. Эго можно объяснить тем, что для анализа использованы сезонные данные. При этом сезонность отражается в течение каждого отдельно взятого года. Значение шока возрастает и убывает в течение одного года.

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

Рис. 10. Процентные изменения шоков уровня безработицы Российской Федерации (1994 - 2005 гг.) (Квартал IV 1994 г. принят равным 100 %).

Как видно из рис. 10, процентные изменения шоков уровня безработицы Российской Федерации в течение периода 1994 - 2005 гг. также имели колебательный характер. При этом, начиная с 1996 г., шоки уровня безработицы принимали значения в пределах от 80 % до 110%. Аналогично шокам уровня безработицы, также характерна сезонность. Эго можно объяснить тем, что для анализа использованы сезонные данные. При этом, аналогично шокам уровня безработицы, сезонность отражается в течение каждого отдельно взятого года. Значение шока возрастает и убывает в течение одного года.

IV. Отклики ВВП, ИПЦ и уровня безработицы Российской Федерации на шоки

Для изучения характера динамического поведения имитационной модели нами исследуются динамические множители. Отметим, что они позволяют описать отклики на изменения экзогенных переменных. В дополнение к этому подходу изучается подход, состоящий в определении того, каким образом каждая эндогенная переменная отвечает в течение времени на шоки этой и других переменных. Траектория импульсной функции отклика позволяет изучить отклики эндогенных переменных на такие шоки. Нами изучена модель векторной авторегрессии (5), являющаяся макроэкономической моделью экономики Российс-

кой Федерации в течение периода 1994 - 2005 гг. Изучение шоков, представляющих собой случайные переменные %, / = 1,2,3 или определяемые шоками еил = 1,2,3, позволило получить характеристики поведения переменных, представляющих собой валовой внутренний продукт, индекс потребительских цен и уровень безработицы Российской Федерации в течение периода 1994 - 2005 гг.

Отметим, что корни характеристических уравнений системы (5) по модулю меньше единицы, и следовательно решение системы является стабильным, и мы будем наблюдать колебания уменьшенной амплитуды. Динамические множители также имеют колебания с уменьшенной амплитудой и сходятся к нулю при увеличении времени лага. Полученные значения корней характеристических уравнений позволяют вычислить импульсные функции откликов для переменных ВВП, ИПЦ и уровня безработицы Российской Федерации в течение периода 1994 - 2005 гг.

Рис. 11. Отклики динамики ВВП на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации (1994 - 2005).

Рассмотрим влияние шока ВВП Российской Федерации на ВВП, ИПЦ и уровень безработицы. Эго позволит изучить, каким образом неожиданные изменения одной переменной влияют на изменение другой переменной в течение времени. Так как нами рассматриваются линейные модели, то характер влияния неожиданных изменений одной переменной на другие переменные зависит от коррелированности между случайными ошибками.

Матрица коэффициентов корреляций между случайными ошибками модели векторной авторегрессии (5) имеет следующий вид.

Матрица коэффициентов корреляций между случайными ошибками модели векторной авторегрессии (5).

Матрица 1.

ВВП ИПЦ Уровень безработицы

ВВП 1.00 0.89 0.58

ИПЦ 0.89 1.00 -0.62

Уровень безработицы 0.58 -0.62 1.00

Из матрицы 1 видно, что ВВП и ИПЦ коррелированны. Однако это не позволяет утверждать с уверенностью, что неожиданные случайные изменения ВВП будут отражаться на поведении ВВП и двух других переменных ИПЦ и уровне безработицы.

Лаги (кварталы 1994 - 2005)

Рис. 12. Отклики динамики ИПЦ на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации (1994 - 2005)

Рис. 13. Отклики динамики уровня безработицы на 1-стандар-тную девиацию динамики ВВП Российской Федерации (1994 - 2005)

На рис. 11 приведены отклики динамики ВВП на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации в течение периода с 1994 по 2005 г. В этом случае можно отметить наличие сезонности в поведении функции отклика. Если выделим сезонные компоненты, то видно, что отклики динамики ВВП на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации в течение периода с 1994 по 2005 г. для каждого квартала имеют стабильный характер.

Из рис. 12 следует, что неожиданные изменения ВВП отражаются на характере изменения ИПЦ, что можно также объяснить тем, что ВВП и ИПЦ коррелированны (согласно матрице 1). Таким образом, ИПЦ претерпевает сильные изменения из-за неожиданных изменений ВВП.

Изучение характера изменений уровня безработицы из-за неожиданных изменений ВВП Российской Федерации в течение периода с 1994 по 2005 г. согласно рис. 13 показывает, что эти изменения незначительные. Это можно объяснить также и тем, что ВВП и уровень безработицы Российской Федерации в течение периода с 1994 по 2005 г. слабо коррелированы.

Для получения количественной оценки величины влияния на ВВП, ИПЦ и уровень безработицы 1-стандартной девиации динамики ВВП Российской Федерации в течение периода с 1994 по 2005 г. нами изучены разности межу динамикой соответствующей переменной и ее откликом на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации. Результаты расчетов приведены на рис. 14 - 16.

В соответствии с рис. 14 получаем, что величина разности межу динамикой ВВП и откликом динамики ВВП на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации в течение периода с 1994 по 2005 г. колебалась в пределах от - 0.27 до 0.1. При этом стабильность полностью отсутствовала.

Рис. 14. Разность межу динамикой ВВП и откликом динамики ВВП на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации (1994 - 2005)

Из рассмотрения рис. 15 получаем, что разность между динамикой ИПЦ и откликом динамики ИПЦ на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации в течение периода с 1994 по 2000 г. колебалась, однако, начиная с 2000 г., приняла стабильный характер. При этом колебания в течение периода с 1994 по 2000 г. происходили в пределах от - 0.4 до 0.25. Это согласуется с выводами, полученными нами при изучении поведения шоков ИПЦ, а также характера изменения уровня цен Российской Федерации в течение периода с 1994 по 2005 г.

Рис. 15. Разность межу динамикой ИПЦ и откликом динамики ИПЦ на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации (1994 - 2005)

Рис. 16. Разность межу динамикой уровня безработицы и откликом динамики уровня безработицы на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации (1994 - 2005)

Рис 16 позволяет получить оценку характера колебаний разности межу динамикой уровня безработицы и откликом динамики уровня безработицы на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации в течение периода 1994 - 2005 гг. Величина разности имела колебательный характер, однако, начиная с 1997 по 2002 г., принимала значения в пределах от 0.05 до 0.2., при этом, с 2000 г. область принимаемых значений несколько увеличилась - от - 0.2 до 0.2. Тем не менее, величина разности межу динамикой уровня безработицы и откликом динамики уровня безработицы на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации в течение периода 1994 - 2005 гг. имела сезонный характер, что согласуется с поведением шоков уровня безработицы и ВВП.

V. Выводы

В данной работе мы использовали анализ, основанный на векторной авторегрессии, для изучения шоков валового внутреннего продукта, индекса потребительских цен и уровня безработицы Российской Федерации в течение периода 1994 по 2005 г. Мы изучили также влияние шоков ВВП на внутренний валовой продукт, индекс потребительских цен и уровень безработицы Российской Федерации. При этом для характеристики влияния шоков ВВП на внутренний валовой продукт, индекс потребительских цен и уровень безработицы Российской Федерации нами изучены отклики на 1-стандартную девиацию динамики ВВП Российской Федерации в течение периода 1994 по 2005 г. Нами установлено, что изученные переменные чувствительны к неожиданным изменениям ВВП Российской Федерации.

Литература

1. Blanchard О. Fisher S. Lectures on Macroeconomics, MIT Press, Cambridge, 1989. - P. 735.

2. Blanchard ()., Quah D. The Dynamic Effects of Aggregate Demand and Supply Disturbances, American Economic review, Vol. 79, 1989. -Pp 655-673.

3. Clarida R, Gali J. Sources of Real Exchange rate Fluctuations: How Important Are Nominal Shocks? Carnegie - Rochester Conference Series on Public Policy, Vol. 41, 1994. - P. 1-56.

4. CumbyR, Huizinga J. Predictability of real Exchange rate changes in the Short and long Run, Japan and World Economy, Vol. 3, № 1, 1991. — P. 17 - 38.

5. Yoshikawa H., Oh take F postwar Business Cycles in Japan: AQuest for the Right Explanation, Journal of the Japanese and International Economies, Vol. 1 1987. - R 373 - 407.

6. West K. Sources of Cycles in Japan, 1975 - 1987, Journal of the Japanese and International Economies, Vol. 6, 1992. - R 71 - 98.

7. Halpern L., Wyplosz Ch. Equilibrium Exchange rate in transition Economies, IMF Staff Papers Vol. 44, N4, December 1997. - P. 430 - 461.

8. Dornbush R. Expectations and exchange Rate Dynamics, Journal of Political Economy, Vol. 84. 1976. - P. 161 - 176.

9. Lastrapes W. Sources of Fluctuations in real and Nominal Exchange Rates, Review of economics and Statistics, 192, 530 - 539.

10. ShaghilA, Barry I, WangR, Yoo S. International Business Cycles, American Economic Review, Vol. 83, 1993, 335 - 359.

11. Alexander H., Roldos J., The sources of macroeconomic Fluctuations in developing countries: Brazil and korea, IMF Working paper 96/20 (Washington: Intematioanl Monetary fond), 1996.

12. Foley M. Labor Market Dynamics in Russia, Economic Growth Center, Center Discussion Paper No. 780, 1997.

13. Millar J. R.. ed. (1987) Politics, Work, and Daily Life in the USSR: A Survey of Former Soviet Citizens, Cambridge: Cambridge University Press.

14. Минаев В.В. Проблема рынка труда в классических теоретических школах. - С. 179 - 207.

ПРИМЕЧАНИЯ

1 Foley М. Labor Market Dynamics in Russia, Economic Growth Center, Center Discussion Paper No. 780, 1997.

2Минаев В.В. Проблема рынка труда в классических теоретических школах. -С. 179 -207.

3Millar J.R., ed. (1987) Politics, Work, and Daily Life in the USSR: A Survey of Former Soviet Citizens, Cambridge: Cambridge University Press.

4 Единственное требование, которому должна удовлетворять данная система -это условие ее устойчивости.

5 Используем данные за период 1994 г., квартал IV - 2005 г., квартал II. Первые три года переходного к рыночной экономике периода были исключены из рассмотрения.

99

i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.