ПРИМЕНЕНИЕ ЭКОНОМЕТРИЧЕСКОГО МОДЕЛИРОВАНИЯ РЕСПУБЛИКИ КАЗАХСТАН

ПРИМЕНЕНИЕ ЭКОНОМЕТРИЧЕСКОГО МОДЕЛИРОВАНИЯ ДЛЯ
АНАЛИЗА ДИНАМИКИ ЧИСТОГО ЭКСПОРТА РЕСПУБЛИКИ
КАЗАХСТАН
Н.Т.Сайлаубеков, КазНТУ им. К.И.Сатпаева
Ж.Т. Дильдебаева, КазНТУ им. К.И.Сатпаева
В настоящей статье построены эконометрические модели чистого
экспорта Республики Казахстан. При этом установлено, что данный
макроэкономический показатель существенно зависит от динамики
мировых цен на нефть. Кроме того в соответствии с экономической
теорией, в статье получены результаты, подтверждающие гипотезу об
отрицательной форме связи между доходом и чистым экспортом.
На каз.яз
На анг.яз
Ключевая роль в современных экономико-математических исследованиях отводится эконометрическому анализу и моделированию
показателей национальных экономик. Известно, что значения временного
ряда (показателей) могут формироваться как под воздействием каких-либо
внешних факторов, так и
обуславливаться его внутренними
закономерностями. Поэтому анализ отдельных составляющих временного
ряда имеет огромное значение. Это необходимо для правильной
идентификации моделей, которые строятся по информации об
исследуемых процессах (модели авторегрессии, модели коррекции
ошибок, динамические модели с распределенными лагами и т.п.).
Учитывая, что одним из основных приоритетов развития Республики
Казахстан является экспортная ориентация экономики, основанная на
более полном освоении и развитии тех конкурентных преимуществ и
ограниченных ресурсов, которыми она обладает. Это позволяет создать
базу для повышения благосостояния народа, оздоровления нации,
формирования финансовых предпосылок при решении многообразных
социально-экономических проблем.
На достижение устойчивого экономического роста направлены
прогнозы и программы социально-экономического развития, содержащие
научное обоснование целей и приоритетов развития страны на
определенный период с указанием основных прогнозируемых показателей
и мер по их достижению. При этом важнейшими факторами
экономического развития страны определены расширение внешней
торговли, повышение конкурентоспособности внешнеэкономического
комплекса, а также интеграция Казахстана в систему мирохозяйственных
связей.
В данной статье рассматриваются зависимость чистого экспорта от
реального ВВП, реального обменного курса, и мировых цен на нефть.
Включение показателя мировых цен на нефть (Europe Brent Spot Price FOB
(Dollars per Barrel)) объясняется тем, что в последние годы динамика
чистого экспорта существенно зависела от динамики цен на нефть.
При построении эконометрической модели с выше указанными
показателями использовались поквартальные данные за период 2000-2007
годов по данным Агентство Республики Казахстан по статистике.
Поскольку в результате исследования было выявлено, что все показатели
являются нестационарными, то для них были разработаны и обоснованы
на основе найденных коинтеграционных соотношений эконометрические
модели коррекции ошибок. Эти модели реализованы с помощью
приложения Excel.
Согласно экономической теории, реальный ВВП Казахстана должен
оказывать отрицательное влияние на чистый экспорт; реальный курс
казахстанского тенге по отношению к доллару США отрицательное на
чистый экспорт. Рост цены сырой нефти увеличивает объем и импорта, и
экспорта, т.е. связь в обоих случаях положительная.
Анализ интегрированности временных рядов. Общепризнано, что
эконометрический
анализ
используемых
временных
рядов
макроэкономических показателей является важнейшим и необходимым
шагом в построении эконометрических моделей.
Как известно, методы оценки уравнений множественной линейной
регрессии, связывающих несколько экономических переменных,
применимы только для стационарных рядов. В случае нестационарных
рядов возникает опасность кажущейся (spurious) регрессии. Одним из
рекомендуемых
способов
решения
этой
проблемы
является
преобразование нестационарного ряда в стационарный путем взятия
последовательных разностей исходного ряда. В связи с этим введено
следующее понятие: временной ряд xt называется интегрированным
порядка d (обозначается xt ~ I (d)), если ряд его конечных разностей
порядка d является стационарным. В этих терминах стационарный ряд
имеет нулевой порядок интеграции xt ~ I (0) . Однако с содержательной
точки зрения модели, построенные на преобразованных таким образом
рядах, описывают только краткосрочную зависимость между
экономическими
переменными.
Другими
словами,
отрицается
возможность
существования
долгосрочного
равновесия
для
нестационарных рядов. Решением проблемы является существование
коинтеграционной зависимости между такими рядами. Для пояснения
понятия «коинтеграция» рассмотрим два ряда первого порядка интеграции
(нестационарных): xt ~ I (1), уt ~ I (1). Если их линейная комбинация zt =αxt
+βyt ~ I (0) является стационарным процессом, то ряды xt и yt называются
коинтегрированными и обозначают xt , yt ~ CI , а вектор компонент (α,β )
называется коинтегрирующим. Это определение легко обобщить на
многомерный случай. Коинтеграция совместима с понятием долгосрочной
связи. Несмотря на непредсказуемый и случайный характер каждого из
нестационарных процессов, наличие коинтеграции объединяет их и
препятствует взаимоудаленности.
Таким образом в результате оценивания получено следующее
регрессионное уравнение:
NX=562,19 - 4,15E - 0,199Y + 0,04 Poil
(3,66) (-4,9) (-4,05) (3,5)
(1)
где NX- чистый экспорт, млр.тенге, приведенный к 2000году; E - курс
доллара, тенге,; Y- валовой внутренний продукт, млр.тенге, приведенный к
2000году; Poil- цена нефти, тенге за 1 барли.
В скобках указаны t-статистика соответствующих коэффициентов
регрессии. Коэффициент детерминации R2 =0,76; статистика ДарбинаУотсона DW=1,4. Как видно из построенной модели (1) знаки всех
коэффициентов регрессии согласуются с экономической теории и
являются статистически значимыми (рис. 1).
Рис. 1- Временной ряд показателя чистого экспорта Республики
Казахстан
Кроме того, исследовалась зависимость чистого экспорта в момент
времени t от объясняющих переменных в предыдущие моменты времени,
где коэффициентов регрессии так же согласуются с экономической
теорией (2).
NX=338,15 - 2,7E - 0,08Y + 0,03 Poil
(2)
Таким образом, гипотеза об отрицательной форме связи между
доходом и чистым экспортом подтверждается при различных
спецификациях модели.
Однако существует явление автокорреляции. В начале статьи, давая
обобщающую характеристику проблемы коинтеграции временных рядов,
было отмечено, что сама коинтеграция имеет место только для длительных
промежутков времени, или в долгосрочной перспективе. Поэтому для
рассматриваемых показателей была построена следующая модель
механизмом корректировки посредством ошибок:
ΔNX=- 4,07 - 5,01ΔE - 0,22ΔY + 0,06 ΔPoil +0,8εt-1
(3)
где ΔNX, ΔE, ΔY, ΔPoil – первые разности соответствующих рядов.
Так как в модели (3) коэффициент 0,8 при εt-1 - ошибки предыдущего
периода в модели (1) статистически значим, то величина характеризует
долю неравномерного состояния временного ряда NXt которая
корректируется в каждом следующем периоде. Поскольку ΔNX в модели
(3) есть первые разности исходных уровней ряда, можно сказать, что
коэффициент 0,8 характеризует скорость корректировки ряда NX во
времени по направлению к достижению равновесного состояния.
Таким образом, механизм корректировки посредством ошибок
позволяет
количественно
охарактеризовать
взаимосвязь
между
краткосрочной и долгосрочной динамикой во временных рядах
рассматриваемых показателей.
Литература
1. http://www.stat.kz
2. http://www.nationalbank.kz
3. Туманова Е.А., Шагас Н.А. Макроэкономика. Элементы
продвинутого подхода: Учебник.-М.: ИНФА-М, 2004.-400с.