Вместе с тем и здесь обнаруживают несколько иные результаты: в этих расчетах нередко обнаруживается отрицательная корреляция между интенсивностью инфляционных процессов и темпами экономического роста – см., например, De Gregorio 1993; Barro 1995; Barro, Sala-i-Martin 2003; Bruno, Easterly 1998. Однако, как показали С. Ливайн и Д. Ринелт, выводы, которые опираются на межстрановые сопоставления, «хрупки» (“fragile”), они обнаруживают чрезвычайно острую «чувствительность» к исходным условиям; полученные результаты могут радикально меняться при некоторой вариации сопутствующих конкретных обстоятельств – см. Levine, Renelt 1992.
Со временем появления «классических» работ С. Йохансена и К. Юзелиус (см. Johansen, Juselius 1990)[4] все чаще конструируются эконометрические модели, рассматривающие коинтеграцию между различными стохастическими трендами. В данном контексте особый интерес представляют работы, в которых присутствуют тренды, характеризующие физический объем производства (и/или уровень производительности) и объем обращающейся денежной массы (общий уровень цен). В круг рассматриваемых переменных наряду с объемом производства могут быть включены также некоторые наиболее известные пропорции, характеризующие функционирование реального сектора (так называемые “great ratios”).
К числу наиболее интересных исследований в указанной области безусловно относится работа Ш. Ахмеда и Дж. Роджерса (Ahmed, Rodgers 2000). В ней стандартная векторная модель коррекции ошибок, VECM, используется для исследования долгосрочной взаимозависимости между ростом цен, с одной стороны, и физическим объемом производства, нормой накопления и нормой потребления[5], с другой.
Рассматриваемые динамические ряды охватывают период с 1889 г. по 1995 г.
Все изучавшиеся длительные ряды характеризовались наличием единичных корней. В исходных уравнениях моделей векторной регрессии использовалось 5 лаговых значений рассматриваемых переменных. Затем некоторые из лагов эмитировались; в качестве критерия использовались соответствующие значения F-статистики.
Декомпозиция дисперсии позволила авторам получить некоторые выводы. В тех случаях, когда на протяжении рассматриваемого периода (включающего более ста лет) имели место инфляционные шоки, они, по-видимому, оказывали существенное влияние на физический объем производства, способствуя его росту. Все дело, по мнению авторов, в том, что подобные инфляционные шоки встречались достаточно редко, поэтому общее влияние указанного фактора остается малозаметным. В целом, «стохастический тренд, характеризующий инфляцию, оказывается особенно важным при объяснении колебаний реальных хозяйственных переменных» (Ahmed, Rodgers 2000, p. 5).
Значения полученных векторов коинтеграции могут свидетельствовать о том, что длительное ускорение инфляционного роста цен при прочих равных условиях неблагоприятно отражалось на норме потребления и способствовало росту норму накопления. Так, постоянное увеличение темпов роста цен на один процентный пункт влечет за собой снижение нормы потребления примерно на 2,5 процентных пункта и повышение нормы накопления на один процентный пункт (по сравнению с их средними значениями за рассматриваемый период).
Разбитие рассматриваемого отрезка времени на два подпериода позволяет установить, что реакция нормы накопления на инфляционные шоки была особенно интенсивной в межвоенный период (1918 – 1941 гг.): постоянное снижение темпов роста цен на один процентный пункт влекло за собой сокращение нормы накопления на четыре процентных пункта.
После второй мировой войны взаимосвязи между инфляционными шоками и ошибками прогноза реальных переменных оказались особенно существенными, что, повидимому, может трактоваться как некоторое свидетельство увеличения роли инфляционных факторов. Вместе с тем указанные «перепады» между периодами обнаруживают возможные сдвиги в структуре рассматриваемой системы и нестабильность (регрессионную неоднородность) оценок, рассчитанных для всего периода.
Краткосрочные связи между массой обращающихся денег и производством
Наиболее трудным оказывается анализ кратковременных связей между движением денежной массы и реального выпуска, а также их возможные теоретические интерпретации. В лекции, представленной по случаю присуждения Нобелевской премии, Р. Лукас отмечал: по крайней мере, со времени Д. Юма в центре денежной теории неизменно находились два противоположных утверждения. Одно из них предполагает, что изменение денежной массы оказывается нейтральным по отношению к реальным процессам, а другое предполагает, что такое изменение вызывает движение производства и занятости в том же направлении (Lucas 1996, p. 664).
Большое влияние на изучение такой зависимости оказало опубликованное в 1993 году фундаментальное исследование М. Фридмена и А. Шварц «Монетарная история Соединенных Штатов» (Friedman, Schwartz 1963). На обширном статистическом материале авторы пытаются проследить многочисленные подтверждения своего тезиса о существовании положительной корреляции между изменениями денежной массы и последующими изменениями объема производства. В опубликованной значительно позже работе М. Фридмен еще более четко формулирует один из главных тезисов, на который опирается его теоретическая интерпретация наблюдаемых зависимостей: «В краткосрочном периоде, который может длиться и три, и десять лет, изменения денежной массы влияют преимущественно на объем выпуска» (Friedman 1987, p. 17).
в окнце 1960-х гг. сотрудники отдела исследований Сент-Луисского федерального резервного банка США Л. Андерсон и Дж. Джордан опубликовали расчеты по эконометрической модели, получившей широкую известность в теоретической литературе под названием «Сент-Луисская модель» (см. Andersen, Jordan 1968). Модель с квартальным шагом оценивала рецессии между краткосрочными изменениями (логарифма) физического объема ВНП США (Yt), рассматриваемыми в качестве эндогенной переменной, и такими экзогенными переменными как текущие изменения (логарифма) денежного агрегата M1 (mt), четырьмя квартальными лаговыми изменениями этой переменной, трендовой компонентой и условными переменными (dummies), позволяющими учесть влияние сезонных факторов (Di,t при i=1, 2, 3).
Ниже приведены результаты переоценки Сент-Луисской модели для периода, охватывающего более сорока лет (1948 - 1989 гг.)[6]:
∆lnYt = 0,0070 + 0,18∆lnmt + 0,19∆lnmt−1 + 0,29∆lnmt−2 + 0,00∆lnmt−3 +
(0,0022) (0,10) (0,10) (0,10) (0,10)
+ 0,01∆lnmt−4 − 0,00010t + 0,0043D1t + 0,0022D2t + 0,0029D3t
(0,10) (0,00003) (0,0023) (0,0023) (0,0023)
Разумеется, не все эконометрические характеристики приведенного уравнения могут вызывать одинаковое доверие. Низкий уровень коэффициента Дарбина-Уотсона говорит о вероятной положительной автокорреляции остатков, следовательно, требует более тщательного анализа свойств рассматриваемых временных рядов. Да и весьма скромное значение коэффициента детерминации R2 позволяет предположить, что основное воздействие на ∆lnYt могут оказывать факторы, не учитываемые уравнением регрессии
(1). О том же может косвенно свидетельствовать довольно значительная стандартная ошибка уравнения регрессии (SE = 0,28).
И все же чрезвычайно существенным представляется следующее обстоятельство: указанные расчеты позволяют с 99%-ной вероятностью отвергнуть нулевую гипотезу, согласно которой не существует никакой корреляционной связи между изменениями массы обращающихся денег и физическим объемом производства (измеряемым величиной реального ВНП).
в данном уравнении регрессии изменения обращающейся денежной массы выступают в качестве экзогенной переменной. Сложив между собой значения коэффициентов регрессии при текущем и лаговых изменениях денежной массы, можно предположить, что изменение предложения денег на 1% при прочих равных условиях в конечном счете должно было сопровождаться изменением объема реального ВНП примерно на 2/3%.
Значит ли это, что именно изменения в предложении денег действительно оказывались причиной роста или падения производства? Подобную трактовку приведенных выше расчетов вряд ли можно считать достаточно обоснованной. Как заметил еще в конце 60-х годов К. Бруннер: «Разумеется, не деньги сами по себе толкают верх цены» (приведено в “Monetary Theory and Monetary Policy” Vol. 2 1997, p. 147), повидимому, не деньги сами по себе движут изменениями объема производства. В параллельном движении денежной массы и несколько запаздывающих изменениях объема производства может проявляться действие регулярных циклических сил, описываемых, например, моделями реального цикла (см., например, Romer 2001, Chapter 4)[7].
Так фирмы, предполагающие в недалеком будущем приступить к расширению производства, могут предъявить дополнительный спрос на деньги, которые потребуются для увеличения своих запасов сырья и материалов, привлечения дополнительной рабочей силы и др. аналогичным образом потребители, ожидающие увеличения текущих доходов, могут предъявить дополнительный спрос на деньги. Тогда подлинный движущей силой в однонаправленном изменении денежной массы и реального выпуска окажется фундаментальные процессы, определяющие переход к следующей фазе циклического развития.
Вскоре после публикации монографии М. Фридмена и Р. Шварц о монетарной истории США, а также Сент-Луисской модели Дж. Тобин предложил принципиально иной подход к проблеме: даже если полностью согласиться с упоминавшимся выше тезисом о существовании положительной корреляции, между объемом производства и денежной массой в предшествующий период, остается невыясненным вопрос о направлении причинно-следственных связей. Силлогизм “post hoc, ergo propter hoc” – «после этого, а, значит, вследствие этого» не внушает доверия. Наличие корреляции может свидетельствовать и о противоположной причинно-следственной зависимости: изменения денежной массы могут предполагаться процессами производства, тогда как сами изменения объема производства не зависят от движения обращающейся денежной массы (см. Tobin 1970).