Все девальвации, за исключением 2011 года (внутренний валютный кризис), происходили вслед за девальвацией российского рубля.
Грэнджера, результаты которого представлены в табл. 3. Анализ каузальности показывает, что условия торговли и номинальный эффективный курс являются причиной изменения реального эффективного курса в течение двух-трех лагов. Изменение экспортных и импортных цен оказывает влияние в течение двух лагов. Кроме того, причинность носит двусторонний характер.
Тесты на стационарность и каузальную зависимость показали, что с высокой вероятностью переменные имеют коинтеграци- онные уравнения (табл. 4). Согласно тесту Йохансена переменные могут иметь не более одного коинтеграционного уравнения. Спецификация уравнения по критерию Акаике и Шварца свидетельствует, что значения переменных, входящих в уравнение, имеют линейные тренды, но коинтеграционное уравнение имеет только свободный член. На основе проделанных тестов можно заключить, что применение модели коррекции ошибки для тестирования гипотезы исследования эконометрически оправдано.
Таблица 3
Каузальность по Грэнджеру между зависимой переменной и регрессорами
|
Нулевая гипотеза |
Лаг 1 |
Лаг 2 |
Лаг 3 |
Лаг 4 |
|||||
|
F- статистика |
веро ят ность |
F-ста- тис- тика |
веро- ят- ность |
F-ста- тис- тика |
веро- ят- ность |
F-ста- тис- тика |
веро- ят- ность |
||
|
Реальный эффективный курс (REER) не является причиной по Грэнджеру для номинального эффективного курса (NEER) |
0,17 |
0,67 |
5,11 |
0,00 |
3,57 |
0,05 |
2,86 |
0,31 |
|
|
Номинальный эффективный курс (NEER) не является причиной по Грэнджеру для реального эффективного курса (REER) |
2,55 |
0,12 |
3,14 |
0,00 |
2,60 |
0,03 |
1,93 |
0,10 |
|
|
Индекс экспортных цен (Export_price) не является причиной по Грэнджеру для реального эффективного курса (REER) |
0,42 |
0,53 |
2,96 |
0,04 |
3,40 |
0,02 |
1,81 |
0,15 |
|
|
Реальный эффективный курс (REER) не является причиной по Грэнджеру для индекса экспортных цен Export_price |
56,60 |
0,00 |
19,40 |
0,00 |
7,10 |
0,00 |
6,59 |
0,00 |
|
|
Реальный эффективный курс (REER) не является причиной по Грэнджеру для индекса импортных цен (Import_price) |
40,07 |
0,00 |
2,96 |
0,04 |
2,77 |
0,05 |
4,14 |
0,01 |
|
|
Индекс импортных цен (Import_price) не является причиной по Грэнджеру для реального эффективного курса (REER) |
1,86 |
0,18 |
19,4 |
0,00 |
2,91 |
0,03 |
0,97 |
0,43 |
Ввиду того что экономика Республики Беларусь рассматривается как малая и открытая (в среднем внешнеторговая квота составляет 125-130% ВВП), индексы экспортных и импортных цен рассматриваются как экзогенные переменные. Две упомянутые переменные представлены в первых разностях.
Таблица 4
Тест Йохансена
|
Число коинтегра- ционных векторов |
Отсутствуют и константа, и тренд |
Включена константа, тренд отсутствует |
Включен только свободный член |
Включены константа и тренд |
Наличие квадратич ного тренда |
|
|
Функция максимального правдоподобия |
||||||
|
0 |
441,1 |
441,1 |
447,1 |
447,1 |
451,5 |
|
|
1 |
456,5 |
459,2 |
464,7 |
466,0 |
466,1 |
|
|
2 |
458,1 |
468,2 |
468,7 |
470,7 |
470,8 |
|
|
3 |
458,2 |
468,7 |
468,7 |
470,8 |
470,8 |
|
|
Информационный критерий Акаике |
||||||
|
0 |
-- 12,9 |
-- 12,9 |
-- 13,00 |
-- 13,00 |
-- 13,0 |
|
|
1 |
-- 13,2 |
-- 13,2 |
--13,32* |
-- 13,33 |
-- 13,3 |
|
|
2 |
-- 13,0 |
-- 13,3 |
-- 13,30 |
-- 13,30 |
-- 13,2 |
|
|
3 |
-- 12,8 |
-- 13,1 |
-- 13,10 |
-- 13,00 |
-- 13,0 |
|
|
Информационный критерий Шварца |
||||||
|
0 |
-- 11,6 |
-- 11,6 |
-- 11,60 |
-- 11,60 |
-- 11,6 |
|
|
1 |
-- 11,7 |
-- 11,8 |
--11,83* |
-- 11,85 |
-- 11,6 |
|
|
2 |
-- 11,4 |
-- 11,6 |
-- 11,50 |
-- 11,50 |
-- 11,4 |
Переменные девальвации разбиты на две группы -- I квартал 2009 года и 2015-2016 годы; II-IV кварталы 2011 года -- поскольку причины девальвации и действия правительства в эти периоды были разными. К примеру, основным источником девальвации в I квартале 2009 года было резкое снижение цен на нефть с сентября 2008 года В июле 2008 года цена на нефть марки Brent составляла 134 долл./барр., к концу декабря того же года -- 42 долл./барр. и, как следствие, ослабление российского рубля. Вместо того чтобы девальвировать белорусский рубль вслед за российским, белорусские власти использовали валовые международные резервы для его поддержки На конец июля 2008 года валовые международные резервы составляли 4,6 млрд долл., на конец декабря -- 3,1 млрд долл.. Такая политика привела к искажению динамики относительных цен, для учета которой была введена фиктивная переменная IV квартала 2008 года. Девальвация 2015-2016 годов идентична ситуации 2009 года, что также потребовало корректировки относительных цен в IV квартале 2014 года (рис. 3а).
Девальвация 2011 года (II--IV кварталы 2011 года и I квартал 2012-го), размер которой составил свыше 280%, стала результатом действий властей по стимулированию внутреннего спроса через директивное кредитование (льготное кредитование по госпрограммам) и увеличение заработной платы, что привело к расширению счета текущих операций в 2009--2010 годах до 13,5% ВВП против 5,5% в среднем за 2001--2008 годы (рис. 3б).
С июля 2015 года Национальный банк Республики Беларусь объявил о переходе на плавающий режим валютного курса, что предполагает быструю реакцию относительных цен на внешние шоки. Фиктивная переменная «режим валютного курса» имеет значение 0 до III квартала 2015 года включительно и 1 -- после.
Таблица 5
Описательная характеристика модели оценки снижения нетарифных барьеров
|
Уравнение коинтеграции |
Коэффициенты (стандартная ошибка) |
|
|
Логарифм реального эффективного курса |
1,000000 |
|
|
Логарифм номинального эффективного курса |
-0,865635*** |
|
|
(0,137119) |
||
|
Константа |
-0,977373 |
|
|
Коэффициент коинтеграции |
-0,070477*** |
|
|
(0,03514) |
||
|
Константа |
-0,045896*** |
|
|
(0,01467) |
||
|
Первая разница логарифма индекса экспортных цен |
0,122339*** |
|
|
(0,04698) |
||
|
Первая разница логарифма индекса импортных цен |
-0,137567*** |
|
|
(0,05953) |
||
|
Фиктивная переменная создания Таможенного союза |
0,083638*** |
|
|
(0,03544) |
||
|
Фиктивная переменная поддержки валютного курса |
0,192562*** |
|
|
(0,02566) |
||
|
Фиктивная переменная фиксированного режима валютного курса |
-0,001682 |
|
|
(0,01531) |
||
|
Фиктивная переменная девальвации белорусского рубля, 2011 год |
-0,108906*** |
|
|
(0,02143) |
||
|
Фиктивная переменная девальвации белорусского рубля, 2009 год,2015-2016 годы |
0,001134 |
|
|
(0,06628) |
||
|
R2 |
0,815704 |
|
|
Скорректированный R2 |
0,756886 |
|
|
Сумма квадратов остатков |
0,039853 |
|
|
Стандартная ошибка |
0,029119 |
|
|
F-статистика |
13,86828 |
|
|
Критерий максимального правдоподобия |
142,6264 |
|
|
Критерий Акаике |
-4,019886 |
|
|
Критерий Шварца |
-3,475598 |
|
|
Среднее значение |
-0,004698 |
|
|
Стандартное отклонение |
0,059057 |
Результаты оценки модели представлены в табл. 5 и на рис. 4а и 4б.
Оцененные коэффициенты статистически значимы (за исключением фиктивных переменных «режим валютного курса» и «девальвация 2009 года и 2015-2016 годов») с экономически правильными знаками. Так, долгосрочная эластичность реального эффективного курса по номинальному составляет 0,865%, иначе говоря, девальвация белорусского рубля является основной причиной ослабления реального валютного курса. Полученный на основе модели вывод подтверждается проводимой экономической политикой. В частности, в течение всего исследуемого периода инфляция в Республике Беларусь была выше, чем в странах -- торговых партнерах, что требовало постоянного ослабления номинального курса для поддержания конкурентоспособности белорусской продукции.
Рис. 2 Динамика дефляторов неторгуемых секторов РБ и РФ, 2004-2017 годы (%)
Индексы импортных и экспортных цен также статистически значимы с относительно одинаковой эластичностью 0,122% и -0,137% соответственно. Близость значений эластичности объясняется высокой экспортной и импортной квотой, а также товарной структурой внешней торговли (к примеру, доля импорта нефти и нефтепродуктов в общем объеме импорта составляет 20-25%, экспорт нефтепродуктов -- 30-35%).
Фиктивная переменная «девальвация 2011 года» (эта девальвация была вызвана внутренними факторами) статистически значима, а девальвация 2009 и 2015-2016 годов, вызванная внешними факторами, незначима; вместе с тем нормирующая переменная IV квартала 2008 года и IV квартала 2014 года значима. Сложившаяся ситуация объясняется искажением относительных цен в период снижения мировых цен в результате запаздывающего ослабления курса белорусского рубля вслед за российским, а также тем, что власти Республики Беларусь оттягивали проведение девальвации на один-два квартала, что приводило к арбитражу.
Фиктивная переменная «режим валютного курса» статистически незначима. Несмотря на то что Национальный банк РБ объявил переход на плавающий режим с III квартала 2015 года, он продолжает выходить на валютный рынок с интервенциями с целью сохранения валютного курса в равновесном состоянии.
Тестируемая фиктивная переменная «интеграция» была незначима с момента начала действия ТС (III квартал 2010 года), но значима со II квартала 2011 года. То, что переменная стала значимой не с начала создания ТС, может говорить о некоторой инертности
Таблица 6
Тестирование остатков модели на отсутствие автокоррелированности
|
LM-тест Бройша -- Годфри на автокорреляцию Нулевая гипотеза: отсутствует автокорреляция Период: с I квартала 2001 года по IV квартал 2017 года Число наблюдений: 63 |
|||
|
Лаг |
LM-критерий |
Вероятность |
|
|
1 |
3,393081 |
0,4943 |
|
|
2 |
6,530280 |
0,1629 |
|
|
3 |
3,247291 |
0,5173 |
|
|
4 |
8,891317 |
0,0639 |
|
|
5 |
2,324225 |
0,6764 |
|
|
6 |
5,189580 |
0,2684 |
|
|
7 |
0,545035 |
0,9690 |
|
|
8 |
5,331219 |
0,2550 |
|
|
9 |
1,417245 |
0,8412 |
|
|
10 |
12,70068 |
0,0128 |
|
|
11 |
5,623479 |
0,2291 |
|
|
12 |
3,405444 |
0,4924 |
Таблица 7
Тестирование остатков модели на отсутствие гетероскедастичности
|
Период: с I квартала 2001 года по IV квартал 2017 года Число наблюдений: 63 |
||||||
|
Совместный тест: |
Вероятность 0,3031 |
|||||
|
х2 77,66531 |
F-статистика 72 |
|||||
|
Индивидуальные компоненты: |
||||||
|
Зависимая |
R2 |
F-статистика (24,38) |
Вероятность |
х2 (24) |
Вероятность |
|
|
res1*res1 |
0,349050 |
0,849010 |
0,6589 |
21,99017 |
0,5799 |
|
|
res2*res2 |
0,393178 |
1,025889 |
0,4615 |
24,77022 |
0,4183 |
|
|
res2*res1 |
0,569142 |
2,091502 |
0,0204 |
35,85593 |
0,0567 |
Таблица 8
Тестирование остатков модели на нормальность
|
Нулевая гипотеза: остатки нормально распределены Период: с I квартала 2001 года по IV квартал 2017 года Число наблюдений: 63 |
|||||
|
Компонент |
Коэффициент асимметрии |
х2 |
Разница |
Вероятность |
|
|
1 |
-0,133102 |
0,186019 |
1 |
0,6663 |
|
|
2 |
0,010817 |
0,001229 |
1 |
0,9720 |
|
|
Совместное |
0,187247 |
2 |
0,9106 |
||
|
Компонент |
Куртозис |
х2 |
Разница |
Вероятность |
|
|
1 |
2,316784 |
1,225308 |
1 |
0,2683 |
|
|
2 |
2,009583 |
2,574931 |
1 |
0,1086 |
|
|
Совместное |
3,800239 |
2 |
0,1496 |
||
|
Компонент |
Критерий Харке -- Бера |
Разница |
Вероятность |
||
|
1 |
1,411327 |
2 |
0,4938 |
||
|
2 |
2,576159 |
2 |
0,2758 |
||
|
Совместное |
3,987486 |
4 |
0,4077 |