Тесты нелинейности, валюта замены, а также мобильности капитала денег функция спроса Словении
Аннотация
Спрос на реальные М1 и М2 в Словении, позитивное влияние на реальный объем производства и толар / евро, курс и отрицательно связан с внутренней процентной ставки и уровень мировых процентных ставок. Таким образом, обесценивание толар мэр не может поднять производство, и высокие темпы мировых процентных ставок будет способствовать увеличению объема производства. Box-Cox преобразования показывает, что журнал и линейных форм реального M1 и M2 требования могут быть отклонены на 1%, или на уровне 5%. CUSUM и CUSUMSQ испытания показывают, что как реальных, так M1 и M2 требования являются стабильными. Real M2 спрос меньше средняя абсолютная ошибка процентов, а коэффициент Тейла неравенство, чем реальный спрос М1. По сравнению с реальным спросом M2 является лучшим денежного агрегата в прогнозировании.
Классификация JEL: E41, O52
Ключевые слова: Box-Cox преобразования; валюте замещения; мобильности капитала, стабильность испытаний; прогнозирование
I. ВВЕДЕНИЕ
В процессе перехода к рыночной экономике и вступление в ЕС, Словения добилась прогресса добиваться макроэкономической стабильности и роста. Он вступил в ERMII в июне 2004 года и планирует перейти на евро в январе 2007 года. В отличие от некоторых других стран в регионе, он не получил никакой финансовой помощи МВФ. Темпы инфляции продолжают снижаться на 2,50% в 2005 году. Ставка по депозитам и кредитованию скорость продолжала падать и закончился в 3,16% и 7,18% соответственно. Дефицит / ВВП на 1,21% в 2005 году позволяет предположить, что она продемонстрировала финансовой дисциплины. Государственных расходов к ВВП в 19,63% в 2005 сопоставимо с 19,30% в 2000 году показывает, что в государственном секторе не увеличивается вытеснять расходов в частном секторе. Из-за macroeconoinic управления, реальный ВВП вырос в годовом исчислении на 3,87% в 2005 году. Эти данные свидетельствуют о том, что Словения провела Маастрихт стандартов бюджетного дефицита, государственного долга, долгосрочных процентных ставок, стабильность валютного курса. Тем не менее, темпы роста М1 на 13,0% в 2005 году может привести к потенциальным инфляционным давлением. 20,6% рост курса толар с 242,75 в 2001 году до 192,71 в 2005 году может повредить чистого экспорта и замедление экономического роста.
Один из макроэкономической основы функция спроса на деньги. Изучение взаимосвязи между спросом на деньги и определяющие ее факторы помогут политикам лучше понять результаты каких-либо изменений в области макроэкономической политики, такие как увеличение денежной массы, дефицит расходов и амортизации толар. В настоящем документе основное внимание уделяется следующим. Во-первых, Box-Cox преобразования (Box и Кокс, 1964; Грин, 2003, с. 173-175; Син, 2007) применяется для определения лог-линейные или линейные формы является целесообразным. Во-вторых, потому, что знаки на номинальный обменный курс и скорость мире интерес к функции спроса на деньги остаются неясными, эмпирические оценки, чтобы определить, является ли изменение обменного курса или скорости мире интерес будет сдвиг вправо Л. или влево. В-третьих, сравнительно-статического анализа применяется для определения потенциального воздействия изменения обменного курса или уровень мировых процентных ставок на процентную ставку равновесия.
Несколько крупных работ (Tobin, 1958; Чоу, 1966; Гольдфельд, 1973, 1976; Джад и Скаддинг, 1982; Гордон, 1984; Laidler, 1990; Гольдфельд и Sichel, 1990) внесли значительный вклад в понимание спроса на деньги. Малый и Портер (1989), Хецел и Мехра (1989), Хафер и Янсен (1991), Мехра (1993, 1997), Дука (2000), Карлсон, Хоффман, Кин и Раш (2000) и др. изучали стабильности и поведение M2 спроса в США, например, Мехра (1997) показал, что реальный спрос M2 сдвигается влево в начале 1990-х, был относительно стабильным с 1994 года, и могут быть полезны для анализа денежно-кредитной политики. Дука (2000) указал, что сокращение M2 и увеличение M2 скорости в начале 1990-х может быть связано с увеличением в связи паевые инвестиционные фонды. Он утверждал, что мы могли бы прогнозировать спрос M2 лучше, если мы рассмотрим связь взаимных фондов в модели. Карлсон, Хоффман, Кин и Раш (2000) обнаружили, что стабильные отношения для M2M и MZM существуют с увеличением скорости M2 в 1990-94 гг, и что люди переехали некоторые активы с компакт-дисков в паевые фонды постоянно.
Тейлор (1991) и Тейлора и Phylaktis (1993) показали, что для некоторых стран с высоким уровнем инфляции, инфляции, ожидание было главной переменной, определяющей спрос на деньги и что денежно-кредитная политика будет максимально инфляционный налог. Бахмани-Oskooee и Chomsisengphet (2002) показали, что спрос на деньги функций в Швейцарии и Великобритании были нестабильными в то время как спрос на деньги функций в других 9 стран-членов ОЭСР были стабильными. Бахмани-Oskooee и Рехман (2005) также нашли, что для некоторых азиатских странах, спрос на деньги была нестабильной, хотя реальный спрос М1 и M2 реального спроса cointegrated с объясняющими переменными.
Есть несколько недавних исследований спроса на деньги в Словении и других странах Восточной Европы. Ван Aarle и Будина (1996) показал, что имеются свидетельства валютного замещения для Венгрии, Польши, Болгарии и Румынии. Kruszka (2003) изучили спрос на наличные деньги для четырех странах Восточной Европы в 1994-2003 годах и показали, что спрос на реальные деньги в Словении хорошие отношения с реальным ВВП и отрицательное отношения с процентной ставкой и уровнем инфляции. Аналогичные результаты были получены в Чешской Республике и Венгрии. Реймерс (2004) провели масштабное исследование по долгосрочным функция спроса на деньги в 11 странах Восточной Европы на основе образца в течение 1993-2001 годы. Он обнаружил, что Словения, коэффициенты определяли методом DOLS реальных доходов, процентных ставок и инфляции были 1,35, 0,00 и -0,41 соответственно и большие различия были обнаружены в разных странах. Дрегер и Реймерс (2005) изучили функции спроса на деньги в 10 странах Восточной Европы в 1995-2004 годы, и панели оценки показали, что реальный спрос на деньги широкий в целом были хорошие отношения с реальных доходов населения и курса евро и негативная связь с внутренних процентных ставок и США
II. МОДЕЛЬ
Расширение предыдущих исследований, спрос на реальные денежные остатки в Словении можно записать в виде
[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] (1)
где M, Y, R, [эпсилон] и [R.sub.w] выступаем за спроса на реальные денежные остатки, реальный ВВП, внутренних процентных ставок, номинальный обменный курс (толаров доллара за евро), и во всем мире интерес курса.
Признаки частная производная от спроса на деньги в связи с номинальным обменным курсом и скоростью мировых процентных ставок в уравнении (1) имеют решающее значение, поскольку они могут повлиять на курс равновесия интересов или реального объема производства по-разному. На основании товаров и равновесие на денежном рынке, влияние валютного курса на процентную ставку равновесия определяется
[Частная производная] [bar.R] / [частная производная] [эпсилон] = [[L.sub. [Эпсилон]] (1-V.sub.y) [L.sub.y] [V.sub. [ эпсилон]] / [абсолютная величина J]> или <0, если [L.sub. [эпсилон]] <0 и> 0, если [L.sub. [эпсилон]]> 0 (2)
где [V.sub.y] является частная производная от совокупных расходов по отношению к реальной продукции, [V.sub. [эпсилон]] это частная производная от совокупных расходов по отношению к номинальному обменному курсу, и [абсолютное значение J] якобиан с положительным значением. Валюта амортизации приведет ставка процента, равновесная расти, если [L.sub. [[Эпсилон] положительна. Если спрос на деньги в ответ на более высокий уровень интереса мире негативно, повышенной процентной ставкой мир перейдет Л. вправо, а нижний уровень равновесия интересов:
[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII]. (3)
где [математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] является частная производная от спроса на деньги по отношению к процентной ставке по миру. Воздействия изменения номинального обменного курса или скорости мире интерес равновесия реального объема производства могут быть проанализированы таким же образом. Расширенной модели Бокса-Кокса (Box и Кокс, 1963; Грин, 2003; Син, 2007) используется для преобразования всех переменных с положительными значениями, выраженной в уравнении (4) или (5).
[([M.sup. [Лямбда]. Sub.t] - 1) / [лямбда]] = [[бета]. Sub.1] [[бета]. Sub.2] [Y.sup. [Лямбда] . sub.t] - 1) / [лямбда] [[бета]. sub.3] [(R.sup. [лямбда]. sub.t] - 1) / [лямбда]] [[бета]. суб. 4] [[эпсилон]. SUP. [лямбда]. sub.t]] - 1) / [лямбда]] [[бета]. sub.5] [(R.sup. [лямбда]. sub.wt] - 1) / [лямбда]] [u.sub.t] (4)
[M.sup .*. sub.t] = [[бета]. Sub.1] [[бета]. Sub.2] [Y.sup .*. sub.t] [[бета]. Sub.3] [R.sup .*. sub.t] [[бета]. sub.4] [[эпсилон]. SUP .*. sub.t] [[бета]. sub.5] [R.sup .*. к югу . мас] [u.sub.t] (5)
где [лямбда] является параметром преобразования и и является регрессия. Это может быть показано, что при [лямбда] стремится к нулю, то уравнение (1) сводится к лог-линейной формы, и, когда [] лямбда = 1, то уравнение (1) становится линейной формы. Тест статистика имеет [хи квадрат распределение] с одной степенью свободы и имеет вид
J ([лямбда]) = 2 [L ([??]]) - L ([лямбда] = 0 или 1)] ~ [Хи квадрат] (1) (6)
Эластичность реального спроса на деньги по отношению к какой-либо независимой переменной X на средства может быть выражена как
[E.sub.x] = [бета] [([bar.X] / [bar.M]). SUP. [Лямбда]] (7)
где [E.sub.x] является эластичность M по отношению к любой переменной X и [бета] является расчетный коэффициент для любой переменной X.
III. Эмпирические результаты
Источник данных пришли со стороны международных финансовых Статистические данные, опубликованные Международным валютным фондом исключением того, что толар / курс евро был собран из банка Словении. Real М1 или М2 равна номинальной М1 или М2 разделить на ИПЦ и измеряется в миллиардах. Реальный ВВП измеряется в миллиардах в 1995 году на цену. Ставка денежного рынка выбраны для представления внутренних процентных ставок. Обменный курс выражается в толаров доллара за евро. Таким образом, повышение обменного курса означает обесценивание толар. 3-летний министр финансов США процентной ставкой выбирается так, чтобы представлять интересы крупнейших мировых. Образец проходит от 1992.Q4 к 2005.Q3.
ADF корневой блок испытание проводится в первую очередь. Критические значения -3,57, -2,92 и - 2,60 на 1%, 5% и 10% уровня. Все переменные в уровнях единичный корень, а все переменные в первую разница находятся на стоянке. ADF тест коинтеграции для реального спроса М1 показывает, что тест Статистика 3,59 больше критического значения 3,17 на уровне 5%. ADF тест коинтеграции для реального M2 спроса показывает, что в результате испытания в 3,55 больше критического значения 3,17 на уровне 5%. Таким образом, реальная М1 или М2 требования cointegrated с 4 независимых переменных.
Функциональная форма проверяется для определения лог-линейные или линейные формы является целесообразным. Критическое значение с [хи квадрат распределение] и 1 степенью свободы 3,841 и 6,635 на 5% и 1 уровней%, соответственно. Для реальных М1 спроса, стоимость L ([??]) является -236,627 по оценкам] лямбда [из -0,650. Значение L ([лямбда] = 0) для лог-линейной формы -255,264. Статистический результат испытания 37,27. Таким образом, лог-линейная форма может быть отвергнута на уровне 1%. Значение L ([лямбда] = 1) для линейной формы -287,768. Сравнивая испытание статистики 102,280 с [[Хи квадрат]. Суб. (1)] значение 6,351 на уровне 1%, то линейная форма может быть отвергнут. Для реального спроса M2, стоимость является -280,754 по оценкам, от 0,249. Значение для лог-линейной формы -283,340. Таким образом, лог-линейная форма может быть отвергнута на уровне 5%. Значение линейной формы -285,408. Сравнивая испытание статистики 9,310 со значением 6,351 на уровне 1%, то линейная форма может быть отвергнут. В связи с выше результатов регрессии на основе преобразования Бокса-Кокса используются.
В таблице 1 представлены оценкам регрессии и смежных статистических данных для спроса на реальные M1. Данный документ не работает первый-разностной форме, поскольку результаты станут неясными из-за потери важной информации (Грин, 2003). Как видно, 97,9% вариации спроса на реальные М1 можно объяснить четыре переменные правой стороны. Все коэффициенты значимы на 1%, или на уровне 5%. Спрос на реальные М1 положительно влияет реального ВВП и толар / евро, курс и негативно сказывается на скорости денежного рынка и курса доллара T-связи. Если лог-линейной формы, занятых в эмпирическая работа, коэффициент толар / евро, курс является отрицательным и незначительным. Таким образом, выбор неправильной функциональной форме может сделать вывод, что вводит в заблуждение реальных М1 спрос не зависит от обменного курса.
В таблице 2, 99,3% от изменения спроса на реальные M2 можно объяснить 4 независимых переменных. Все коэффициенты значимы на уровне 1%. Спрос на реальные M2 имеет хорошие отношения с реальной продукции и толар / евро, курс и отрицательную связь с уровнем денежного рынка и курса доллара T-связи. Положительный знак обменного курса показывает, что снижение курса толар приводит к увеличению спроса на деньги и предполагает, что эффект богатства больше эффекта замещения (Аранго и Надири, 1981; Маккиннон, 1982; Бахмани-Oskooee и Techaratanachai , 2001; Бахмани-Oskooee и Нг, 2002; Син, 2006). Отрицательный знак курс доллара T-связи позволяет предположить, что влияние мобильности капитала больше, чем стоимость заимствований эффект (Маркес, 1987; Бахмани-Oskooee и Нг, 2002; Син, 2006). На основании формулы эластичности в уравнении (7), эластичность обменного курса для реального M1 и M2 спрос 0,462 и 1,066, соответственно. Это позволяет предположить, что реальный спрос M2 является намного более чувствителен к изменения валютного курса в реальном М1 спроса. Эластичность реальных M1 и M2 спроса по отношению к скорости американские казначейские облигации -0,115 -0,072 и, соответственно.
На основании CUSUM и CUSUMSQ испытаний, рисунок 1 показывает, что спрос на деньги функций для Словении являются относительно стабильными, поскольку большинство из накопленная сумма рекурсивных остатков или квадратов невязок подпадают под 5% критической линии. Реальный спрос на М1 средняя абсолютная ошибка процентов 6,258 и неравенства Тей коэффициент 0,046 в то время как реальный спрос M2 средняя абсолютная ошибка процентов 2,661 и неравенства Тей коэффициент 0,015. Для сравнения, похоже, что реальный спрос M2 является лучшим денежного агрегата в прогнозировании.
Несколько различных версий рассматриваются. Если толар / USD курс заменяет толар / евро, курс, получены аналогичные результаты исключением того, что коэффициент толар / USD курс на реальные М1 спроса приводит к серьезным негативным знаком. Анализ корреляционной матрицы показывает, что каждый из обменного курса и реального М1 или М2 спроса значительных позитивных отношений. Таким образом, отрицательный знак в основном из-за мультиколлинеарности проблемы. Для сравнения, реальная M2 спрос более чувствителен к толар / евро, курс обмена, чем толар / USD курс в основном за счет своей близости к зоне евро. Если бы евро процентная ставка будет выбран в качестве процентной ставки мира, коэффициенты которых незначительное в регрессии для реального M1 и M2 требования. Таким образом, курс доллара T-связи будет лучше оценивать по процентной ставке мира. 2 обменных курсов и два мировых процентных ставок ел, не включенных в регрессии в то же время для того, чтобы избежать высокой степени мультиколлинеарности и проблемы, это приведет.
IV. РЕЗЮМЕ И ВЫВОДЫ
Это исследование изучило потребности в реальном М1 и М2 в Словении. Акцент делается на функциональную форму, номинальный обменный курс и скорость мире интерес. Преобразование BoxCox применяется, чтобы найти, что журнал и линейных форм может быть отвергнуто. Регрессии оценивалась Ньюи-Запад метод (1987), который генерирует согласованных оценок, когда формы heteroskedasticity и автокорреляции съел неизвестно. Результаты показывают, что реальный спрос на М1 и М2 позитивные отношения с реальной продукции и толар / евро, курс и отрицательную связь с внутренним процентных ставок и курса доллара T-связи. CUSUM и CUSUMSQ испытаний свидетельствуют о стабильности в функцию спроса на деньги, как накопленная сумма рекурсивных остатков или квадратов невязок подпадают под 5% критических значений. На основании средней абсолютной ошибки процентов и коэффициентов Тей неравенства, реальный спрос M2 является лучшим денежного агрегата М1, чем реальная потребность в прогнозировании. Эти результаты съел полезным при изучении потенциальных последствий каких-либо изменений в мире уровень интереса или обменного курса на курс равновесный уровень интереса или выход в Словении.
[Рисунок 1 опущены]
Там могут быть области для дальнейших исследований. Другие технические характеристики и методики могут быть рассмотрены. Если размер выборки достаточно велик, краткосрочные изменения в реальном М1 и М2, спрос может быть рассмотрен в модели исправления ошибок. На денежном рынке может взаимодействовать с рынком товаров для определения скорости равновесия интересов и реальный объем производства.
Ссылки
Аранго, С. и М. И. Надири (1981), "Спрос на деньги в условиях открытой экономики", журнал Monetary Economics, Vol. 7, 69-83.
Бахмани-Oskooee, М. и А. Techaratanachai (2001), "Замена валюты в Таиланде," Журнал Policy Modeling, Vol. 23, 141-1.45.
Бахмани-Oskooee, М. и С. Chomsisengphet (2002), "Устойчивость M2 спроса на деньги функции в промышленно развитых странах," Прикладная экономика, Vol. 34, 2075-2083.
Бахмани-Oskooee М., RCW Нг (2002), "Long-Ран спроса на деньги в Hong Kong: Применение ARDL модель," Международный журнал бизнеса и экономики, Vol. 1, 147-155.
Бахмани-Oskooee М., Рехман, H. (2005), "Устойчивость Функция спроса на деньги в развивающиеся страны Азии," Прикладная экономика, Vol. 37, 773-792.
Box, GEP и DR Кокс (1964), "Анализ трансформации" Журнал Королевского статистического общества, Vol. 26, 211-243.
Карлсон, JB, Д. Хоффман, Б. Кин и RH Раш (2000), "Результаты, изучение устойчивости Cointegrating отношений в состав которой входят Широкий денежный агрегат, журнал Monetary Economics, Vol. 46, 345-83.
Чау-чау, GC (1966), "О долгосрочные и краткосрочные Спрос на деньги", журнал политической экономии ", Vol. 74, 111-31.
Дрегер, К. и Его Реймерс (2005), "Long-Ран спроса на деньги в новые государства-члены ЕС с Влияние обменного курса", документ конференции, 1-22.
Дука, И. В. (2000), "Финансовые шоки технологии и о пропавшем без вести M2," Журнал Деньги, кредит, и банковское дело, Vol. 32, часть 1, 820-39.
Ярмарка, RC (1987), "Международный опыт по Спрос на деньги," Обзор экономики и статистики, Vol. 69, 473-80.
Гольдфельд, С. М. (1973), "Спрос на деньги Revisited", Брукингса документы по хозяйственной деятельности, Vol. 3, 577-638.
Гольдфельд, С. М. (1976), "Дело о пропавших без вести деньги", Брукингса документы по хозяйственной деятельности, Vol. 3, 683-730.
Гольдфельд, С. и Д. Sichel (1990), "Спрос на деньги", в Справочник Monetary Economics, Фридман Б. М. Ф. Хан, ред., Том 1, North-Holland, Амстердам.
Гордон, RJ (1984), "в краткосрочной перспективе спрос на деньги: Повторное" Журнал Деньги, кредит, и банковское дело, Vol. 16, ч. 1, 403-434.
Грин, WH (2003), эконометрического анализа, пятое издание, Prentice Hall, Аппер-Садл-Ривер, штат Нью-Джерси.
Хафер, RW и DW Янсен (1991), "Спрос на деньги в США: данные по коинтеграции Тесты, журнал Деньги, кредит, и банковское дело, Vol. 23, 155-168.
Хецел, RL и YP Мехра (1989), "Поведение спроса на деньги в 1980-х", журнал Деньги кредит, и банковское дело, Vol. 21, 455-463.
Син, Ю. (2007), "Роль Валютный курс и процентная ставка иностранных спроса на деньги Эстонии Функции и последствия для политики", "Прикладная Финансовая экономика Письма, готовится.
Джадд, JL JL и Скаддинг (1982), "В поисках стабильной функции спроса на деньги: обзор после 1973 литературы" Журнал экономической литературы, Vol. 20, 93-1023.
Kruszka, M. (2003), "спроса на наличные в тех странах, в переходный период: коинтеграции подход". VIII конференция молодых экономистов унификации европейских странах: возможности и угрозы, 22-24 IX, 201-211.
Laidler, D. (1990), спрос на деньги: теория, доказывания, а также проблемы, третье издание, HarperCollins, Нью-Йорке.
Маркес, J. (1987), "Деньги спрос в открытой экономике: модель валюты Замены для Венесуэлы", журнал международного Денежное обращение и финансы, Vol. 6, 167-178.
Маккиннон, R. (1982), "Замена валюты и нестабильность в стандарте Доллар мира", American Economic Review, Vol. 68, 428-437.
Мехра, Ю. П. (1993), "Стабильность" М2 Функция спроса: Данные исправления ошибок модели ", журнал Деньги, кредит, и банковское дело, Vol. 25, 455-60.
Мехра, Ю. П. (1997), "Обзор последних Поведение M2 спроса", Федерального резервного банка Ричмонда экономического Quarterly, Vol. 83, 27-43.
Ньюи, В. К. и К. Д. Уэст (1987), "Простые, неотрицательно определенная, Heteroskedasticity и автокорреляции соответствии ковариационная матрица," Эконометрика, Vol. 55, 703-708.
Phylaktis, К. и М. П. Тейлор (1993), "спроса на деньги, модель Каган и инфляционный налог: Некоторые доказательства Латинской Америки" Обзор экономики и статистики, Vol. 75, 32-37.
Реймерс, H.-E. (2004), "Группа оценки спроса на Лонг-Run денег Функция ЕС кандидатов", Discussion Paper, Университет Техника, Германия, 1-17.
Romer, D. (2006), Advanced Макроэкономика, третье издание, McGraw-Hill, Нью-Йорке.
Маленький, DH и РД Портер (1989), "Понимание поведения М2 и V2," Федеральный Резерв бюллетень, Vol. 75, 244-254.
Тейлор, М. П. (1991), "Гиперинфляция модели спроса на деньги Revisited" Журнал Деньги, кредит
Тобин, J. (1958), "предпочтение ликвидности, как поведение по отношению к риска" Обзор экономических исследований, 25, 65-86.
Ван Aarle, Б. и Н. Будина (1996), "О валютном Замены и Сеньораж в Восточной Европе," Журнал политических реформ, Vol. 1, 279-298.
Ю. HSING
Юго-Восточная Луизиана университет
