Реферат: Деньги общая характеристика

Тема 1. Деньги: общая характеристика

С некоторыми характеристиками денежной экономики слушатель уже сталкивался в вводных курсах, и в частности, в общем курсе экономической теории. Эти характеристики неразрывно связаны с механизмом функционирования более или менее развитой рыночной системы. Так, формирование цен предполагает, как отмечал еще Аристотель, функционирование денег в качестве меры стоимости. Существенным представляется следующее обстоятельство: в сегодняшней экономике, опирающейся на контрактные отношения, деньги фигурируют в качестве стандартной единицы измерения в любом из заключаемых контрактов.

На протяжении многих столетий формировались представления количественной теории денег^[1] , наиболее последовательно представленной в работах выдающихся представителей классической школы – Д. Юма и Д. Рикардо. В центре внимания сторонников количественной теории денег находилось функционирование денег в качестве средства обращения. Особая роль денег, все отчетливей обнаруживающаяся в развитой рыночной экономике, по мнению указанных авторов, побуждает участников хозяйственного процесса предъявлять спрос на деньги.

Однако деньги могут требоваться им не только для осуществления актов куплипродажи. Со времени меркантилистов экономисты отмечали особую функцию денег – они могут служить средством сохранения стоимости (некоторые авторы, например, Т. Мальтус, а впоследствии Дж. М. Кейнс видели в «чрезмерном» сбережении денег угрозу нормальному хозяйственному развитию). В наше время М. Фридмен использовал метафору, получившую впоследствии широкое распространение: деньги представляют собой некое место временного обитания (“temporary abode”) покупательной силы.

Современная экономическая теория уделяет особое внимание роли денег в функционировании рынков как сложной информационной системы. Так, использование денег позволяет существенно уменьшить степень неопределенности, с которой сталкивается каждый участник хозяйственного процесса, снизить издержки сбора и обработки необходимой информации.

Уже на уровне исходных определений возникает вопрос о соотношениях, которые складываются между процессами, протекающими в сфере денежного обращения, и другими характеристиками хозяйственного развития, прежде всего общим уровнем цен.

Так, использование денег в функции меры стоимости, казалось бы, должно предполагать обеспечение более или менее устойчивой покупательной способности денежной единицы. Однако, опыт многих столетий убеждает в том, что столь редко встречавшаяся в истории стабильная покупательная способность денег может считаться скорей исключением, а не общим правилом. Больше того, именно изменения покупательной силы денег позволяют реализовать некоторые важные функции саморегулирующейся рыночной системы. Так, рост общего уровня цен не только несет важную информацию о развитии неравновесных процессов, но и выступает в качестве одного из средств, обеспечивающих переход к новому равновесию.

В теории денег рассматриваются не только обсуждавшиеся с античных времен связи между изменениями предложения денег и движением общего уровня цен, но и влияние процессов, проистекающих в сфере денежного обращения, на функционирование реального сектора. К настоящему времени накоплен немалый опыт эмпирического исследования указанных связей. Результаты исследования некоторых из этих зависимостей (например, долгосрочные связи между «чрезмерным» увеличением денежного предложения и ростом общего уровня цен), по-видимому, можно считать достаточно убедительными; в других случаях соотношения, обнаруживаемые при анализе различных стран (периодов времени) существенно различаются между собой и трудней поддаются однозначной теоретической интерпретации.

Для того, чтобы получить самое общее представление о реальной роли денег и денежно-кредитной политики, сошлемся на некоторые результаты эмпирических исследований, проведенных на протяжении последних десятилетий.

Связи между предложением денег и ценами

Воздействие на общий уровень цен на протяжении многих столетий функционирования рыночной экономики неизменно обнаруживались инфляционные последствия интенсивного расширения масштабов денежного обращения. В одном из обзоров эмпирических исследований охвачены данные по более чем 100 странам (McCaudless, Weber 1995), среди других работ можно выделить детальное эконометрическое исследование Дж. Гевеке (Geweke 1986) и известную публикацию Р. Лукаса (Lucas 1980). Как следует из приведенных (а также многих других) работ в долгосрочном плане существует тесная, почти совершенная корреляция между ростом предложения денег, - какими бы денежными агрегатами он ни измерялся^[2] , - и повышением общего уровня цен.

Указанная зависимость чаще всего прослеживается на временных рядах. М. Фишер и Дж. Ситер показали, что проверка гипотез о долгосрочных связях между предложением денег и движением общего уровня цен предполагает предварительное выяснение порядка интегрированности соответствующих данных (Fischer, Seater 1993) и анализ складывающихся коинтеграционных соотношений² . В целом, по-видимому, можно полагать, что эластичность долгосрочных изменений общего уровня цен по изменению объема обращающейся денежной массы близка к единице.

Анализ краткосрочных связей , складывающихся между денежной массой и ценами, выявляет несколько более сложную картину – картину, которая существенно меняется от страны к стране и от периода к периоду. Анализ статистических данных, характеризующих послевоенную американскую экономику, приводит многих исследователей к выводу о несовершенной гибкости цен, выражающейся, в частности, в том, что общий уровень цен не сразу реагирует на изменения в предложении денег (см., например, Ball, Mankiw 1994; Mankiw, Reis 2002). Расчеты свидетельствуют о том, что на начальных этапах процесса расширения денежного обращения в послевоенной экономике развитых стран темпы роста цен чаще всего отклонялись вниз от трендовой траектории, но затем, по истечении нескольких кварталов (срок запаздывания меняется в зависимости от страны, периода и других конкретных условий) начинали увеличиваться и в итоге неизменно превышали трендовую «норму».

Исследование указанных зависимостей активизировало дискуссию относительно получившего широкую известность довольно категоричного утверждения М. Фридмана, согласно которому «инфляция всегда и повсюду представляет собой денежный феномен» (см. Friedman 1963, p. 17). Применительно к обстановке стремительного роста цен («гиперинфляции», рассматриваемой в одном из последующих разделов курса) такая формулировка вряд ли может вызвать особые возражения. Однако в ситуации, когда изменения денежной массы и цен оказываются сравнительно небольшими, может возникать вопрос о самом направлении причинно-следственной зависимости между деньгами и ценами.

Допустим, что монетарные власти, исходя из некоторых соображений, например, стремясь поддержать усилия правительства по финансированию бюджетного дефицита, последовательно проводят политику устойчивого (и предсказуемого) расширения денежного предложения. В подобных условиях можно, по-видимому, с достаточным основанием полагать, что наблюдаемое увеличение обращающейся денежной массы носит экзогенный характер, тогда как реакция цен представляет собой эндогенный процесс.

Рассмотрим теперь иной вариант денежно-кредитного регулирования: повышение общего уровня цен в открытой экономике, допустим, порождено процессами «импорта» инфляции, и Центральный банк с помощью денежных рестрикций стремится сдержать дальнейший рост цен. В таком случае в качестве эндогенной переменной выступают скорей изменения в предложении денег, а вместе с тем движение обеих переменных или темпов роста может оказаться разнонаправленным.

Наряду с анализом временных рядов в последнее время исследователи все шире используют также межстрановые сопоставления. П. де Грауве и М. Поулэн изучали связи между движением денежной массы и цен, используя межстрановые (cross-country) и панельные регрессии. Рассматриваемый период охватывал три последних десятилетия (1970-1999 гг.). Авторы пришли к довольно любопытному выводу: в странах со «слабой» инфляцией (средний рост общего уровня цен составляет менее 10%) чаще всего приходится отвергать гипотезу о существовании статистической связи между расширением денежной массы и ростом общего уровня цен (De Grauwe, Polan 2001).

Остается не вполне ясным, в какой мере результаты, полученные П. де Грауве и М. Поулэном, согласуются с упоминавшимися выше выводами других исследователей. Дело в том, что сам М. Фридмен (так же как многие другие авторы) исходил из предположения, согласно которому в реакции цен на движение денежной массы чрезвычайно существенную роль могут играть краткосрочные запаздывания^[3] . В соответствии с некоторыми подсчетами, лаг между увеличением предложения денег и «пиком» отклика цен составляет примерно год (см. Batini, Nelson 2001). В панельных регрессиях П. де Грауве и М. Поулэна сопоставлялись между собой синхронные изменения денежной массы и цен. Учитывая наличие указанных запаздываний, М. Кинг предлагает несколько более осторожную формулу: «в среднесрочном плане, разумеется, информация представляет собой денежный феномен» (King 1997, p. 441).

Изменения денежной массы и движение производства: долгосрочные тенденции

Активную дискуссию вызывает вопрос о характере взаимодействия между движением денежной массы и процессами, протекающими в реальном секторе экономики. В упоминавшемся выше обзоре, охватывающем более ста стран (Mc Caudless, Weber 1995), авторы констатируют: во многих случаях не удалось обнаружить сколько-нибудь существенную корреляцию между долгосрочными изменениями массы денег (любой агрегатный показатель) и физическим объемом производства. К аналогичному выводу приходят и многие другие исследователи – см., например, Geweke 1986; Boschen, Mills 1995 и др.

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 (Y_t ), рассматриваемыми в качестве эндогенной переменной, и такими экзогенными переменными как текущие изменения (логарифма) денежного агрегата M1 (m_t ), четырьмя квартальными лаговыми изменениями этой переменной, трендовой компонентой и условными переменными (dummies), позволяющими учесть влияние сезонных факторов (D_i,t при i=1, 2, 3).

Ниже приведены результаты переоценки Сент-Луисской модели для периода, охватывающего более сорока лет (1948 - 1989 гг.)^[6] :

∆lnY_t = 0,0070 + 0,18∆lnm_t + 0,19∆lnm_{t −1} + 0,29∆lnm_{t −2} + 0,00∆lnm_{t −3} +

(0,0022) (0,10) (0,10) (0,10) (0,10)

+ 0,01∆lnm_{t −4} − 0,00010t + 0,0043D _1t + 0,0022D _2t + 0,0029D _3t

(0,10) (0,00003) (0,0023) (0,0023) (0,0023)

R² = 0,113 DW = 1,28

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 ∆lnY_t 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).

Дискуссия о направлении причинно-следственных связей в указанном соотношении подводит нас к уже упоминавшейся выше общей проблеме: в каких случаях можно использовать показатели денежной массы в качестве экзогенных переменных?

Так, детальный анализ соотношений, складывавшихся между денежной массой и физическим объемом производства в Великобритании на протяжении первых послевоенных десятилетий, привел английских экономистов М. Артиса и Э. Нобэй к выводу, согласно которому в рассматриваемый период массу обращающихся денег вряд ли можно было относить к числу экзогенных переменных (см. Artis, Nobay 1969). Если же деньги выступают в качестве эндогенной переменной, тогда нельзя исключить ситуацию, при которой меняется направление причинно-следственной зависимости: сами изменения массы обращающихся денег определяются общим ходом хозяйственного развития^[8] .

Таким образом, интерпретация наблюдаемых зависимостей в огромной степени зависят от исходных предпосылок и, в частности, от предположений относительно того, в какой мере изменения денежной массы носили экзогенный характер. Эмпирические исследования вряд ли могут обеспечить совершенно точный ответ на подобные вопросы. И все же возможны конкретные исследования некоторых аспектов указанной проблемы.

Так, изучая статистические данные, относящиеся к американской экономике, и используя современные методы анализа временных рядов, можно на 99%-ном уровне отвергнуть гипотезу о том, что предложение денег в последующий период определялось предшествующими изменениями некоторых «стратегических» переменных, например, процентных ставок – см. Ramanathan 1995, Chapter 10.

Сторонники тезиса об экзогенности изменений, происходящих в сфере денежного обращения, особенно часто ссылаются на примеры успешного регулирования, осуществляемого с помощью активной денежно-кредитной политики. Далее в курсе будут рассматриваться некоторые из этих примеров, в частности, опыт сдерживания инфляционных процессов и борьбы против гиперинфляции.

Любопытную интерпретацию наблюдаемой краткосрочной связи между движением денежной массы и объемом производства предложили Р. Кинг и К. Плоссер. В той компоненте денежных агрегатов, которая характеризует объем банковских депозитов, логично видеть, с точки зрения упомянутых авторов, эндогенную переменную, определяемую общими процессами хозяйственного развития; не случайно именно эта компонента обнаруживает особенно четко выраженную корреляцию с циклическими колебаниями производства (King, Plosser 1984). В подобной интерпретации, однако, «выпадают» не только зависимости определяющие движение «внешних» (небанковских) денег, но и их влияние на общий уровень цен.

Начиная с первой статьи, опубликованной в “American Economic Review” в 1972 году

К. Симсом (см. Sims 1972), исследователи изучают наличие «причинности по Гренжеру» (Granger-causality) в системе краткосрочных связей между денежной массой и физическим объемом производства. В одной из наиболее серьезных работ в указанной области, базирующейся на американских данных, Дж. Сток и М. Уотсон приходят к следующему выводу: и в тех случаях, когда особо учитывается движение цен и процентных ставок, использование денежной массы в качестве предиктора позволяет существенно улучшить прогнозы, описывающие последующие изменения объема производства (см. Stock, Watson 1989). Указанное обстоятельство не может, конечно, служить доказательством экзогенности денежной массы, но оно вновь возвращает нас к описанным выше корреляциям.

Анализируя краткосрочные связи между денежной массой и движением производства в США, Англии, Германии, Франции и Японии, К. Симс использует векторные авторегрессии (VAR – модели, характеристику которых можно найти в стандартном курсе эконометрии, см., например, Maddala 1992, Chapter 14; Канторович 2002). В изучавшихся моделях контролировалось влияние изменения краткосрочных процентных ставок и валютных курсов. Для всех пяти стран были получены примерно одинаковые результаты: за увеличением денежной массы следует краткосрочное повышение активности реального сектора, сменяющееся затем соответствующим снижением темпов роста производства и занятости (Sims 1992).

Со времени публикации работы К. Симса ряд авторов использовал в исследовании стохастических макроэкономических моделей предположение о недостаточной подвижности цен (sticky prices). Это позволило при рассмотрении в рамках указанных моделей взаимодействия между изменениями денежной массы и уровнем цен существенно ограничить область «избыточных» (не подтверждаемых фактическими данными) высокочастотный колебаний.

Но такой успех в области моделирования был куплен немалой ценой. В условиях существования «номинальных жесткостей» денежные шоки неизбежно должны повлечь за собой чрезмерную волантильность реальных переменных. М. Эллисон и Э. Скотт изучали этот вопрос на данных, относящихся к английской экономике. Их расчеты показали, что при введении номинальных жесткостей не только ухудшаются прогнозные свойства, позволяющие воспроизводить в стандартных стохастических моделях динамики те колебания производства, которые характеризуют деловой цикл, но обнаруживаются также явно «избыточные» краткосрочные колебания реального выпуска (Ellison, Scott 2000; см. также Yun 1996).

Существование отрицательной корреляции в области краткосрочных изменений цен, с одной стороны, и производства и занятости, с другой, использовалось некоторыми экономистами (см., например, Kydland, Prescott 1990) для критики монетарных теорий цикла. Логика подобных рассуждений достаточно элементарна: если бы источником делового цикла служили шоки денежного спроса, то движение цен, по направлению совпадало бы с общим ходом циклического развития и, в частности, с движением производства и занятости, тогда как в действительности краткосрочные движения цен и производства (или темпов их роста) чаще всего носят разнонаправленный характер.

Однако, как показал Х. Ротемберг, в тех стандартных моделях, в которых присутствует недостаточная гибкость цен (порождаемая, например, институциональными особенностями современной экономики), отрицательная корреляция между реальным выпуском и ценами может полностью объясняться лишь шоками денежного спроса (см. Rotemberg, 1996). Ведь неоднократно отмечавшиеся выше запаздывания по существу предполагают, что цены могут реагировать на предшествовшее расширение денежного спроса на той стадии рассматриваемого процесса, когда расширение реального выпуска уже пошло на убыль (сменилось сокращением производства). Особенно отчетливо подобная отрицательная корреляция проявляется (при учете соответствующих запаздываний) в движении темпов роста денежной массы и объема производства.

В. ден Хаан в своем анализе соотношений, складывающихся между физическим объемом производства и уровнем цен также использовал VAR-модели; он изучал корреляции между ошибками, возникающими при прогнозировании указанных показателей (den Haan 2000). При исследовании краткосрочной (однопериодной) зависимости как Х. Ротемберг, так и В. ден Хаан обнаружили существенную положительную корреляцию ошибок прогноза обеих переменных. Вместе с тем на протяжении длительных периодов чаще всего наблюдается отрицательная корреляция накапливающихся прогнозных ошибок, что позволяет дополнить рассматриваемую теоретическую схему действием факторов, лежащих на стороне предложения^[9] .

Заметим, что вывод о положительной корреляции между ценами и выпуском В. ден Хаан относит лишь к краткосрочной зависимости. Это вполне согласуется с теоретической гипотезой об однонаправленной корреляции краткосрочных изменений цен и реального выпуска. Об этом же говорят результаты многих других исследований (сошлемся, напрмиер, на расчеты Т. Кули и Л. Охэньяна, которые также зафиксировали однонаправленное циклическое движение цен и реального выпуска в США на протяжении периода, охватывающего более ста лет – 1870-1975 гг. – см. Cooley, Ohanian 1991).

В моделях, появившихся в середине 90-х годов (Fuhrer 1994, Fuhrer, Moore 1995; McCallum, Nelson), удалось особенно отчетливо показать: реакция производства на изменение массы обращающихся денег в большей мере зависит не только от общих экономических условий (достигнутая фаза хозяйственного цикла, международное движение капиталов, состояние платежного баланса и др.), но и от денежно-кредитной политики, проводимой Центральным банком. Так, кредитные ограничения и мероприятия, способствующие повышению ставок по «федеральным фондам»^[10] при заданном изменении денежной массы и при прочих равных условиях позволяют существенно уменьшить амплитуду соответствующих колебаний объема производства.

Немало вопросов возникает при определении периода запаздываний. Расчеты на основе VAR-моделей, которые используют данные, характеризующие развитие американской экономики на протяжении последних десятилетий, свидетельствуют о том, что пик выпуска продукции чаще всего достигается через 8-10 кварталов (два-два с половиной года) после монетарного шока. В то же время имитации на основе больших эконометрических моделей (например, модели, в свое время разработанной отделом исследований Федеральной резервной системой) обнаруживают несколько иные результаты: в них производство достигает пика вдвое быстрей – через 4-5 кварталов (см. Brayton, Tinsley 1996).

В заключение еще раз подчеркнем: приведенные выше результаты эконометрического анализа сами по себе, как правило, ничего не говорят ни о направлении причинно-следственных связей, ни о каналах трансмиссии выделенных импульсов (шоков), о механизмах взаимодействия изучаемых процессов. Возможные теоретические ответы на ключевой вопрос: в каких ситуациях (и в какой мере) изменения массы обращающихся денег могут считаться экзогенными, более подробно рассматриваются в последующих разделах курса.

[1] В своей знаменитой «Истории экономического анализа» Й. Шумпетер связывает формирование количественной теории денег с революцией цен XV-XVI вв., особо выделяя фигуру Ж. Бодена (1530-196), который «стал общепризнанным

«первооткрывателем» количественной теории денег (Шумпетер, т. 1 2001, стр. 407-408).

[2] Характеристику денежных агрегатов можно найти в учебных пособиях, содержащих элементарный курс макроэкономической теории, – см., например, Дорнбуш, Фишер 1997, глава 10. 2

О методах эконометрического анализа временных рядов см. Канторович 2002.

[3] В приводимом ниже высказывании М. Фридмена говорится (по связанному с рассматриваемой проблемой, но несколько другому поводу) о «краткосрочном периоде», который может длиться и три, и десять (!) лет.

[4] Более подробно результаты исследований С. Йохансена и К. Юзелиус рассматриваются в последующих разделах курса.

[5] Норма накопления в работе Ш. Ахмеда и Дж. Роджера определяется как отношение суммы частных валовых инвестиций к валовому внутреннему продукту США, а норма потребления как отношение суммы совокупных расходов на потребительские товары и услуги к валовому внутреннему продукту.

[6] В скобках под коэффициентами регрессии указаны значения соответствующих стандартных ошибок.

[7] Сам М. Фридмен, комментируя в 2002 г. эту дискуссию, заметил: среди многих факторов, побуждающих владельцев денег расходовать их и толкающих вверх цены, «количество денег, обнаруживающееся на тот или иной момент, оказывается лишь одним из многих факторов» (цит. по Nelson 2003, p. 1040).

[8] Развивая указанные соображения, один из наиболее известных английских экономистов второй половины прошлого столетия Н. Калдор строил теоретические схемы, в которых стабильность соотношений, складывающихся между денежной массой, ценами и физическим объемом производства, объясняется тем, что деньги представляют собой некий «остаток»: денежные власти просто пассивно реагируют на изменения предъявляемого спроса на деньги (см., например, Kaldor 1986). В подобных схемах по существу воспроизводились некоторые части модели общего равновесия К. Викселля. Роль денег в теоретических моделях рассматривается более подробно в следующих разделах данного курса.

[9] Аналогичный эффект отрицательной корреляции может определяться также самими методами выделения из временного ряда данных трендовой составляющей – см. Ball, Mankiw 1994; Judd, Trehan 1995.

[10] В США межбанковский рынок «федеральных фондов» обслуживает передачу в ссуду одними банками части своих избыточных резервных депозитов другим кредитным учреждениям. Такие ссуды выдаются обычно на короткий срок.