ჟურნალი ნომერი 4 ∘ ირაკლი დოღონაძე ∘
მონეტარული აგრეგატების გავლენა რეალურ ეკონომიკაზე

რეზიუმე

ნებისმიერ ქვეყანაში ეკონომიკურ პროცესებზე მონეტარული პოლიტიკის გავლენა საკმაოდ მძლავრი და მნიშვნელოვანია. ბოლო  პერიოდში მსოფლიო ფინანსური კრიზისების ანალიზმა ცხადყო, თუ რაოდენ დიდი ზეგავლენა შეუძლია მოახდინოს მონეტარულმა პოლიტიკამ ქვეყნის ეკონომიკურ განვითარებაზე.

დღეისათვის აკადემიური წრეების წარმომადგენლებსა და ეკონომიკის მკვლევარებს შორის არ არსებობს სრული კონსენსუსი 2007-2008 წლების გლობალური ფინანსური კრიზისის გამომწვევ ძირითად მიზეზებზე. შედარებით უფრო ფართო წრეებში აღიარებული მიზეზია 2001 წლიდან დაწყებული ფედერალური სარეზერვო სისტემის მიერ გატარებული შერბილებული მონეტარული პოლიტიკა (Taylor, 2007), ხოლო მეორე მიზეზად კი ეკონომისტთა გარკვეული ნაწილი ასახელებს გლობალური ფინანსური დისბალანსის და მასთან დაკავშირებული კაპიტალის ნაკადების ინტენსივობის ზრდას (Caballero, Krishnamurthy, 2009; Portes, 2009).

თავისმხრივ, შერბილებული მონეტარული პოლიტიკის მიერ რეალურ ეკონომიკაზე ზეგავლენის შესაფასებლად პირველ რიგში აუცილებელია მონეტარული ტრანსმისიის მექანიზმის საფუძვლიანი შესწავლა. აღნიშნული მექანიზმის ძირითადი თეორიის ფორმირება ჯერ კიდევ გასული საუკუნის 30-იანი წლებიდან დაიწყო, კერძოდ კი მონეტარული პოლიტიკის რეალურ ეკონომიკაზე გავლენის შესახებ დისკუსია ჯ.კეინზის ნაშრომიდან (Keines, 1936) იწყება, რომლის ჰიქსისეული ინტერპრეტაცია (Hicks, 1937) სარგებლის განაკვეთის მაქსიმიზაციის პირობის ფორმალიზებას მაკროეკონომიკურ დონეზე ახდენს.

ქართულ ეკონომიკურ ლიტერატურაში მონეტარული ტრანსმისიის მექანიზმის თეორიული და პრაქტიკული ასპექტების კვლევას ნაკლები ყურადღება ეთმობა. მხოლოდ რამდენიმე ნაშრომის (ბაქრაძე, ბილმერი,  2008; სამხარაძე 2008; დაბლა-ნორისი, 2007; ბლუაშვილი, 2013) მოყვანაა შესაძლებელი ამ თემატიკაზე.

აღნიშნული კვლევებისგან განსხვავებით, ჩვენს ნაშრომში კვლევითი აქცენტი კეთდება არა უშუალოდ ტრანსმისიის მექანიზმებსა და მათ მნიშვნელობაზე, არამედ საქართველოში მონეტარული შოკების რეალურ მშპ-ზე გავლენის გამოკვლევაზე.ამ მიმართულებით საქართველოში კვლევები ფაქტობრივად არ არსებობს, რის გამოც ჩვენი ნაშრომი საკმაოდ აქტუალური და ღირებულია.

შესავალი

არხების ერთობლიობა (კომპლექსი), რომელთა გავლითაც ცენტრალური ბანკების მონეტარული პოლიტიკის ცვლილება გავლენას ახდენს ეკონომიკურ მაჩვენებლებზე,  იწოდება გადაცემის (იგივე, ტრანსმისიის) მექანიზმად (transmission  mechanism of monetary policy).

მონეტარული პოლიტიკის ტრანსმისიის მექანიზმის პირველი განმარტება გამოყენებულ იქნა კეინზიანურ ანალიზში. კეინზმა ეს ტერმინი გამოიყენა იმ მაჩვენებელთა სისტემის განსაზღვრებისთვის, რომელთა მეშვეობითაც ფულის მიწოდების ზრდა გავლენას ახდენს ეკონომიკურ პროცესებზე.

მონეტარული ტრანსმისიის მექანიზმის სტრუქტურა შედგება იმ არხებისგან, რომელთა მეშვეობითაც ცენტრალური ბანკების მონეტარული ინსტრუმენტების ამოქმედების შედეგად წარმოქმნილი იმპულსები გადაეცემა მაკროეკონომიკურ მაჩვენებლებს.

დღეისათვის ეკონომიკურ ლიტერატურაში  მონეტარული ტრანსმისიის რამდენიმე თეორია („ფულადი ხედვა“, საკრედიტო ხედვა“) განიხილება, რომლებიც განსხვავებულ შეხედულებებს გვთავაზობენ მექანიზმის შემადგენლობასა და სტრუქტურაზე.

ტრანსმისიის მექანიზმის არსის განსაზღვრისთვის  არსებულ მიდგომებს შორის ძირითადი განსხვავება შემდეგ საკითხთანაა დაკავშირებული: ცენტრალური ბანკები კონკრეტულად რისი მეშვეობით ახდენენან/და შეუძლიათ მოახდინონ  გავლენა ეკონომიკის ცალკეულ სუბიექტთა ქცევაზე.  არსებული ტრადიციული მოსაზრების მიხედვით, რომელიც „ფულადი ხედვის“/ „ფულადი შეხედულების“ (money view) სახელითაა ცნობილი, ცენტრალური ბანკების მიერ ცალკეულ მაკროეკონომიკურ მაჩვენებელზე ზემოქმედების ძირითად ინსტრუმენტად მოკლევადიანი საპროცენტო განაკვეთები განიხილება. მისი ზრდა ან კლება  იწვევს დანახარჯების კორექტირებას, რომელიც დაკავშირებულია კაპიტალის მოზიდვასთან, საკუთარი და მოზიდული სახსრების თანაფარდობასთან, რეალურ სექტორში ინვესტიციების მოცულობასთან და ა.შ.

„ფულადი ხედვის“ წარმომადგენლები ემხრობიან მოდელებს მინიმალური განტოლებებით, რომლებშიც მთავარ ცვლადებს ფულადი აგრეგატები წარმოადგენს. 

თუმცა, აღნიშნული მიდგომის დროს ყურადღების მიღმა რჩება ფინანსური სექტორის ნაკლოვანებები და რეალურ და ფინანსურ სექტორებს შორის კაპიტალის მოძრაობის პროცესის არასრულყოფა.

როგორც წესი, „ფულადი ხედვის“ თეორია გამოიყენება მონეტარული თარგეთირების რეჟიმის დროს. თუმცა, ცენტრალური ბანკების მიერ ინფლაციისა და საპროცენტო განაკვეთების თარგეთირებაზე გადასვლისას „ფულადი ხედვის“ აქტუალობა სუსტდება.

მონეტარული პოლიტიკის მიერ ერთობლივ მოთხოვნაზე გავლენა შედარებით უფრო სრულადაა გამოხატული ტრანსმისიის მექანიზმის „საკრედიტო ხედვა“-ში.

„საკრედიტო ხედვა“_ ეს არის მონეტარული პოლიტიკის ტრანსმისიის მექანიზმის შესწავლის გარკვეული მიმართულება, რომელშიც დამატებულია ცვლადები საკრედიტო ურთიერთობების მიკროეკონომიკური ანალიზის სფეროდან. აღნიშნული მიდგომა ეყრდნობა იმას, რომ კაპიტალის ბაზრების არსებული არასრულყოფილება დაკავშირებულია ფინანსური ბაზრების ეფექტურ ფუნქციონირებასთან. ეს იწვევს, ერთი მხრივ, ეკონომიკის ფინანსურ და რეალურ სექტორებს შორის მოძრაობის შეზღუდვას (ფინანსური -- რეალური), ხოლო მეორე მხრივ, კრედიტის გაძვირებას, ანუ გარე დაფინანსებისთვის პრემიის წარმოშობას, რომლის გადახდაც რეალურ სექტორს უწევს.

შეგვიძლია გამოვყოთ რამდენიმე საზოგადოდ აღიარებული სქემა, რომელთა მიხედვითაც, მონეტარული იმპულსები გავლენას ახდენს ერთობლივ მოთხოვნაზე. ეს სქემები თავისთავში მოიცავს ტრანსმისიის მექანიზმის არხებს. ეკონომიკურ თეორიაში გამოიყოფა რამდენიმე ასეთი არხი:

1. საპროცენტო განაკვეთების არხი ტრადიციულად მიჩნეულია მონეტარული ტრანსმისიის მექანიზმის ძირითად არხად. მონეტარული პოლიტიკის მაკროეკონომიკური მოდელების უმრავლესობა ასახავს ცენტრალური ბანკების გავლენას  ეკონომიკაზე საპროცენტო განაკვეთების რეგულირების მეშვეობით. საპროცენტო განაკვეთების არხის ძირითადი იდეა ძალიან მარტივია: ნომინალური საპროცენტო განაკვეთების ზრდა იწვევს მოზიდული ფინანსური რესურსების დანახარჯების ზრდას. რესურსების გაძვირება კი, თავისმხრივ, აისახება სამომხმარებლო ხარჯებისა და ინვესტიციების შემცირებაზე.ამასთან, ზოგჯერ საპროცენტო განაკვეთების არხი იყოფა ორ არხად: „შეგუბებით არხად“ და „შემოსავლებისა და ქცევითი ნაკადების არხად“.  პირველ შემთხვევაში საპროცენტო განაკვეთების ზრდა ამცირებს ეკონომიკური აგენტების სტიმულებს მიმდინარე პერიოდში დანახარჯების გაწევაზე. დანახარჯები გადაადგილდება შედარებით უფრო გვიან პერიოდში. შედეგად ვღებულობთ იმას, რომ მცირდება შიდა დაკრედიტება. მეორე შემთხვევაში საპროცენტო განაკვეთის ცვლილება გავლენას ახდენს ეკონომიკური აგენტების შემოსავლებზე. განაკვეთის ზრდა გადაანაწილებს შემოსავლებს და შესაბამისად, მსყიდველობით უნარს მსესხებლებიდან დამზოგველებისკენ. ამასთან, იმის გათვალისწინებით, რომ დამზოგველები უფრო ნაკლებად არიან მიდრეკილნი ხარჯვისკენ ვიდრე მსესხებლები, შედეგად სამომხმარებლო დანახარჯები მცირდება.

2. ვალუტის გაცვლითი კურსის არხი  ღია ეკონომიკაში მონეტარული პოლიტიკის მაკროეკონომიკური მოდელის მთავარ ელემენტს წარმოადგენს. ის ასახავს მონეტარული პოლიტიკისა და სავალუტო პოლიტიკის გავლენას ერთობლივ მოთხოვნასა და წარმოების მოცულობაზე გაცვლითი კურსის ცვლილების გავლით, ანუ აღნიშნული არხი გამოხატავს ფასების დონის მგრძნობელობას ვალუტის კურსის ცვლილებასთან მიმართებით.

3. კეთილდღეობის (სიმდიდრის) არხი_ მასში ძირითად პრინციპად გვევლინება ის, რომ სამომხმარებლო ხარჯების მთავარი განმსაზღვრელი ფაქტორია შინამეურნეობების კეთილდღეობა (დაზოგვის მაღალი მოცულობები). იმის გათვალისწინებით, რომ საპროცენტო განაკვეთის ცვლილება გავლენას ახდენს გრძელვადიანი ფინანსური აქტივების (აქციები, ობლიგაციეები, უძრავი ქონება და ა.შ.) ფასზე, რომლებშიც განთავსებულია დანაზოგები, მისი ზრდა ამცირებს შინამეურნეობების კეთილდღეობას და შესაბამისად  სამომხმარებლო დანახარჯებსაც.

4. საბალანსო არხი (დაკრედიტების ფართო არხი) _ მასში მთავარ როლს თამაშობს ფინანსური აქტივები, რომლებიცგამოიყენება კრედიტების უზრუნველსაყოფად.  თუ საკრედიტო ბაზარი ეფექტურია, მაშინ ფასის კლება უზრუნველყოფაზე/გირაოზე,არანაირად არ აისახება საინვესტიციო გადაწყვეტილებებზე. თუმცა, საინფორმაციო დანახარჯების გამო ფინანსურ აქტივებზე ფასების კლება იწვევს საპროცენტო პრემიის ზრდას, რომელიც გადაიხდევინება მსესხებლების მიერ გარე დაფინანსების დროს. ეს კი, თავისმხრივ, პროვოცირებას უწევს სამომხმარებლო ხარჯებისა და ინვესტიციების მოცულობათა კლებას.

5. კაპიტალის მოზიდვის დანახარჯების არხი (დაკრედიტების ვიწრო არხი): მასში ძირითადი ადგილი ეთმობა საბანკო დაკრედიტებას. მისი არსი მდგომარეობს იმაში, რომ ცენტრალური ბანკი, უმცირებს რა კომერციულ ბანკებს თავისუფალ ფინანსურ რესურსებს (სარეზერვო მოთხოვნების გამოყენებით), ამით აიძულებს მათ, შეამცირონ კრედიტების მიწოდება. ეს კი, თავისმხრივ, იწვევს ფირმებისა და შინამეურნეობების დანახარჯების შემცირებას, რომლებიც დამოკიდებული იყო საბანკო დაკრედიტებაზე.

6. მონეტარული არხი ასახავს ფულის მიწოდების პირდაპირ ეფექტს აქტივების ფასზე, ანუ ფულად-საკრედიტო პოლიტიკის ინსტრუმენტების ამოქმედებით ადგილი აქვს დაგროვებული აქტივების სტრუქტურისა და მათი შედარებითი ფასების  კორექტირებას. აღნიშნული საბოლოო ჯამში გავლენას ახდენს ეკონომიკის რეალურ სექტორზე. მონეტარულ არხში საპროცენტო განაკვეთები არ თამაშობს გადამწყვეტ როლს. ცვლილებათა მონეტარული იმპულსები გადაიცემა მხოლოდ ფულადი მასის მეშვეობით.

7. მოლოდინის არხი ასახავს მომხმარებელთა და მწარმოებელთა გადაწყვეტილებებზე მათი მოლოდინების გავლენას. აღნიშნული არხის მნიშვნელობა საკმაოდ მაღალია და დიდ როლს თამაშობს, განსაკუთრებით ვალუტის გაცვლითი კურსის ფორმირების დროს მოკლევადიან პერიოდში.

მონაცემები და ეკონომეტრიკული მოდელი

კვლევის პროცესში გამოყენებულია 1996-2015 წლების კვარტალური მაჩვენებლები[1]. კვლევა ეყრდნობა ვექტორული ავტორეგრესიის მოდელის ფარგლებში იმპულსზე რეაქციის ფუნქციების გამოკვლევას:

Y_t = A(E)Y_t-I + Z_t +E_t

Y_t = A(M_t,RGTP_t,RC_t,CPI_t,REER_t)

Z_t = (TR_t,TREND_t)

სადაც, Y_t არის ენდოგენური ცვლადების ვექტორი, Z_t-ეგზოგენური ცვლადების ვექტორი, E_t -ნარჩენობითი წევრის ვექტორი.

ენდოგენური ცვლადებისათვის გამოყენებულ იქნა შემდეგი დროითი მწკრივები[2]: რეალური მთლიანი შიდა პროდუქტი (RGDP); სამომხმარებლო ფასების ინდექსი (CPI); ეროვნულ ვალუტაში სესხებზე საშუალო კვარტლის რეალური საპროცენტო განაკვეთები  (R); რეალური ეფექტური გაცვლითი კურსი (REER); საოჯახო მეურნეობების მოხმარება რეალურ გამოსახულებაში[3] (RC);  ფულის მიწოდების მაჩვენებელის დასახასიათებლად გამოვიყენეთ სამი მაჩვენებელი: სარეზერვო ფული (CC); მონეტარული აგრეგატი (M3),მონეტარული აგრეგატი (M2). ეგზოგენური ცვლადის სახით გამოყენებულ იქნა საზღვარგარეთიდან ფულადი ან ნატურალური სახით მიღებული (მიმდინარე და კაპიტალური) ტრანსფერტების (Y_tr) და საზღვარგარეთიდან მიღებული ფაქტორული შემოსავლების (Y_f) ჯამი (TR), აღნიშნული მაჩვენებელი გამოყენებულ იქნა იმ მოსაზრებით, რომ, ჩვენი აზრით, შესაფასებელ პერიოდში ეს ცვლადი მნიშვნელოვნად განსაზღვრავდა ეროვნული ეკონომიკის კონიუნქტურას, აგრეთვე ის, როგორც ეგზოგენური ფაქტორი, მნიშვნელოვანი საგარეო შოკის მახასიათებელია.

კვარტალური მონაცემების ანალიზის დროს მნიშნველოვან საკითხს წარმოადგენს სეზონურობა. წინამდებარე ნაშრომში ყველა ცვლადი სეზონურად შესწორებულია. შესაბამისად ყველა მონაცემის ტესტირება მოხდა სეზონური კომპონენტის არსებობაზე X12[4] მეთოდის გამოყენებით.

რაც შეეხება სტაციონალურობის საკითხს, მისი ანალიზისთვის გამოყენებული იყო რამდენიმე ტესტი: გაფართოვებული დიკი–ფულერის (ADF), ფილიპს–პერონის(PP), დიკი–ფულერის (DF-GLS), კვიატკოვსკი–ფილიპს–შმიდტი–შინის (KPSS) ტესტები. ამასთან, დროითი მწკრივების სტაციონალურობის შემოწმება ჩატარდა  სეზონურად, მოუსწორებელ და გაუფილტრავ მწკრივზე[5].

ქვემოთმოცემულპირველ დამეორე ცხრილში  წარმოდგენილია ერთეულოვანი ფესვის ტესტების შედეგები სხვადასხვა ტესტების გამოყენებით 5%-იანი მნიშვნელოვნების დონისათვის. ტესტები ჩატარებულია ყველა სპეციფიკაციისათვის: ტრენდისა და კონსტანტასთვის, მხოლოდ კონსტანტასთვის და ტრენდის და კონსტანტის გარეშე.

ცხრილი1

ერთეულოვანიფესვისტესტები(ADF, PP, DF-GLS, KPSS) 

ტესტები		ცვლადები
		CPI	ΔCPI	R	ΔR	REER	ΔREER	CC	ΔCC	M2	ΔM2	M3	ΔM3
ADF-ტესტი	სპეციფიკაცია	T,0	T,1	T,3	-	T,0	T,0	T,4	T,3	T,5	T,4	T,11	T,7
	ADF-სტატისტიკა	-2,49	-8.2	-4.73	-	-2.8	-9.43	0.71	-3.83	-0.5	-4.91	2.53	-1.89
	კრიტიკულიმნიშვნელობები	-3,49	-3.47	-3.47	-	-3.46	-3.46	-3.47	-3.47	-3.47	-3.47	-3.47	-3.47
PP-ტესტი	სპეციფიკაცია	T	T	T	-	T	T	T	T	T	T	T	T
	PP -სტატისტიკა	-2.47	-9.12	-4.06	-	-2.8	-9.47	1.22	-12.6	-0.67	-11.4	3.46	-8.71
	კრიტიკულიმნიშვნელობები	-3.46	-3.47	-3.46	-	-3.46	-3.46	-3.46	-3.46	-3.46	-3.46	-3.46	-3.46
DF-GLS-ტესტი	სპეციფიკაცია	T,0	T,0	T,3	T,2	T,0	T,0	T,4	T,3	T,8	T,4	T,8	T,7
	DF-GLS -სტატისტიკა	-2.27	-8,39	-0.61	-9.41	-2.8	-9.56	-0.28	-3.22	-1.38	-4.72	-0.5	-1.35
	კრიტიკულიმნიშვნელობები	-3.10	-3.11	-3.11	-3.11	-3.10	-3.10	-3.11	-3.11	-3.12	-3.11	-3.12	-3.12
KPSS-ტესტი	სპეციფიკაცია	T	T	C	C	T	C	T	T	T	T	T	T
	KPSS -სტატისტიკა	0.13	0.11	0.68	0.32	0.147	0.05	0.29	0.147	0.28	0.186	0.3	0.11
	კრიტიკულიმნიშვნელობები	0.14	0.14	0.46	0.46	0.146	0.14	0.14	0.146	0.14	0.14	0.14	0.14
შედეგი		ND[6]	I(0)	N[7]	-	I(1)	I(0)	I(1)	N	I(1)	N	I(1)	I(0)

 

ცხრილი 2

ერთეულოვანიფესვისტესტები(ADF, PP, DF-GLS, KPSS)

 

სტაციანალურობისანალიზისშედეგად:

• ADF, PP, DF-GLS და KPSS ტესტების მიხედვით REER  პირველირიგისინტეგრაციულიპროცესია.
• ADF, PP და DF-GLS  ტესტების მიხედვით CPI, CC და M2  პირველირიგისინტეგრაციულიპროცესია, თუმცა KPSS ტესტის მიხედვით TS[8]-პროცესია. მიღებული წინააღმდეგობრივი შედეგი არ გვაძლევს საშუალებას, დროითი მწკრივები დანამდვილებით მივაკუთვნოთ TSანDS[9]-პროცესს. ამიტომ ჩვენ მიერ გამოვიყენეთ  კოხრეინის[10]პროცედურა, რომლის მიხედვითაც CPI განისაზღვრა, როგორც TS-პროცესი. ხოლო CC და M2  დროითი მწკრივების DS-პროცესისათვის მიკუთვნება საკმაოდ რთულია, თუმცა იგი უპირატესად DS-პროცესისათვის დამახასიათებელი  ვარიაციის დინამიკით ხასიათდება.
• PP, DF-GLS და KPSS ტესტების მიხედვით M3 პირველირიგისინტეგრაციულიპროცესია, თუმცა ADF ტესტის მიხედვით იგი მეორე რიგისინტეგრაციულიპროცესია, რაც კოხრეინის პროცედურითაც დასტურდება.
• ADF და PP  ტესტების მიხედვით R სტაციონალური პროცესია, რასაც ეწინააღმდეგება DF-GLS და KPSS ტესტების შედეგბი. თუმცა კოხრეინის პროცედურით იგი უპირატესად სტაციონალური პროცესისათვის დამახასიათებელი ვარიაციის დინამიკით ხასიათდება.
• ADF, DF-GLS და KPSS ტესტების მიხედვით RGDP და RCპირველირიგისინტეგრაციულიპროცესია, ხოლო PP ტესტის და კოხრეინის პროცედურის მიხედვით TS-პროცესი.
• ADF, DF-GLSდაKPSS ტესტების მიხედვით TRპირველირიგისინტეგრაციულიპროცესია, ხოლო PP ტესტის და კოხრეინის პროცედურის მიხედვით TS-პროცესი.

ზემოაღნიშნული შედეგების გათვალისწინებით და აგრეთვე იმის გათვალისწინებით, რომ საქართველო 1996-2015 წლებში მნიშვნელოვან სტრუქტურულ ძვრებს განიცდიდა[11], მიგვაჩნია, რომ: REER, CC, M2, M3, TR ინტერპრეტირებული უნდა იქნეს DS-პროცესებად, ხოლო CPI, R, RGDP,CRTS-პროცესებად[12].

მაშასადამე ცვლადების უმეტესობა მოცემულ დროით მონაკვეთზე განისაზღვრა, როგორც ტრენდის მიმართ სტაციონალური დროთი მწკრივები, ამიტომაც ეგზოგენურ ცვლადებში ჩვენ  ჩავრთეთ  წრფივი ტრენდის ფაქტორი.  მოდელში ცვლადები რომელიც იდენტიფიცირდა, როგორც პირველი რიგის ინტეგრირებული პროცესები, ისინი განიხილება პირველი რიგის სხვაობებში.

ტექნიკურად მხოლოდ სამი[13] ცვლადი განისაზღვრა, როგორც არანულოვანი რიგის ინტეგრირებული პროცესი, ამიტომ კოინტეგრაციული კავშირები საანალიზო მწკრივებისათვის არ შეიძლება განისაზღვროს და ჩვენ განვიხილავთ ვექტორულ ავტორეგრესიას შეცდომის კორექციის გარეშე.ცვლადების სტანდარტიზებისათვის აღებულია მათი ლოგარითმული მნიშვნელობები.

ვექტორულ ავტორეგრესიულ მოდელში იმპულსზე რეაქციის ფუნქცია გვიჩვენებს ენდოგენური ცვლადების რეაქციას შემთხვევითი სიდიდის ერთჯერად შოკზე და მოულოდნელი შოკური ზემოქმედების შემდეგ სისტემის რეაქციის კვლევის საშუალებას გვაძლევს. პრობლემას ამ ტიპის მოდელში წარმოდგენს ის, რომ სისტემის განტოლებების შოკები კორელირებულია და  ერთმანეთზე გავლენასახდენენ.  თუ შემთხვევითი წევრების ვარიაციები კორელირებულია, მაშინ მათი გარდაქმნა ისე უნდა მოხდეს რომ ისინი არ იყვნენ კორელირებულები, რათა შესაძლებელი იყოს ცვლადებს შორის იმპულსის პირდაპირი ინტერპრეტაცია. სიმსმა  (Sims, 1980) შოკების თანწყობის სქემით ამ პრობლემის გადაწყვეტა შემოგვთავაზა. იმპულსების ორთოგონალიზაციისათვის ვიყენებთ ქოლესკის დეკომპოზიციას. კერძოდ იმის დაშვებით, რომ ერთი შოკის გავლენა წარმოადგენს ნულოვანს, იმპულსზე რეაქციის ფუნქცია აჩვენებს, შოკის ერთი სტანდარტული ერთეულით ცვლილების დროს როგორი იქნება სისტემის ენდოგენური ცვლადების რეაქცია. თუ დავუშვებთ მიმდევრობის ცვლილებას, მაშინ ფუნქცია შეიცვლის სახეს. თუ ფუნქცია მნიშვნელოვნად იცვლება, მაშინ უნდა ვივარაუდოთ რომ ადგილი აქვს ინოვაციების მნიშვნელოვანჯვარედინ  კორელაციას. 

ჩვენს მოდელში ცვლადები შემდეგი რეგითობით არის დალაგებული:

CC/M2/M3¾® RC¾® REER ¾® CPI ¾®R ¾® GDP

ასევე მოხდა სხვა სქემების ანალიზიც : CC/M2/M3¾® RC¾® REER ¾® GDP¾® CPI ¾®R  და CC/M2/M3¾® REER ¾® CPI ¾®R¾® RC¾® GDP. ალტერნალიული სქემების ანალიზის შედეგად ფუნქციებს არსებითი ცვლილებები არ განუცდია, რაც იმას ნიშნავს, რომ ნარჩენობითი წევრების ჯვარედინ კორელაციას არ აქვს ადგილი.

შედეგები

ჩვენ მიერ იდენტიფიცირებულ მოდელებში მთლიანი გამოშვების  საფასო შოკზე იმპულსზე რეაქციის ფუნქციები სტატისტიკურად არამნიშვნელოვანია. არამნიშვნელოვანია მთლიანი შიდა პროდუქტის ვარიაციაში სამომხმარებლო ფასების ინდექსის ვარიაციაც. ამასთან, გავლენა არ ატარებს მერყევ ხასიათს და მისი გავლენა მე-3 კვარტალში აღწევს მაქსიმუმს. მთლიანი შიდა პროდუქტის მაჩვენებელი კი პრატიკულად მონოტონურად უბრუნდება წონასწორულ მნიშვნელობას.არასრულყოფილი ინფორმაციის გამო, რაც ეკონომიკაში პრაქტიკულ პრობლემას წარმოადგენს, მნიშვნელოვანი ადგილი უჭირავს ექსცესს. ფასების საინფორმაციო ფუნქციის დარღვევა კი შეიძლება რეალურ სექტორზე და მის სტაბილურობაზე არაერთგვაროვნად აისახოს. კერძოდ ის შეიძლება იქცეს საბრუნავ საშუალებებში, ძირითად საშუალებებში და სხვა არათანაბარი ინვესტიციების განხორციელების მიზეზი. ეს კი, ეკონომიკური რყევების გამომწვევი მიზეზი და დინამიკური არასტაბილურობის დაკარგვის ფაქტორია. თუმცა მოცემულ შემთხვევაში ეკონომიკა სწრაფად ადაპტირდება ასეთი ტიპის შოკებისადმი.

 

გრაფიკი 1

რეალური მთლიანი შიდა პროდუქტის  იმპულსზე რეაქციის ფუნქციები ფულის მიწოდების და საფასო შოკებზე

მთლიანი გამოშვების  ფულადი აგრეგატების (CC, M2 და M3) ცვლილების იმპულსზე რეაქციის ფუნქციები სტატისტიკურად მნიშვნელოვანია. მთლიანი შიდა პროდუქტის ვარიაციის დეკომპოზიცია გვიჩვენებს, რომ  მშპ-ს ვარიაცია ძირითადად ახსნილია საკუთარი ვარიაციით წარსულ პერიოდში. 1-2 კვარტლის შემდეგ მთლიანი შიდა პროდუქტის ვარიაციაში ფულის მასის აგრეგატების ცვლილების ვარიაციაა ყველაზე მნიშვნელოვანი. ამასთან დინამიკური წონასწორობის აღდგენის პროცესი  მონოტონურ ხასიათს ატარებსდა მისი გავლენა მე-3 კვარტალში აღწევს მაქსიმუმს, მთლიანი შიდა პროდუქტის მაჩვენებელი მონოტონურად უბრუნდება წონასწორულ მნიშვნელობას.

აღნიშნულიდან გამომდინარე შეგვიძლია დავასკვნათ, რომ ჰიპოთეზა ფულის მიწოდების მთლიან გამოშვებაზე ზემოქმედების ნეიტრალობის შესახებ უარყოფილია. ჩვენი შეხედულებით, შედეგები აიხსნება იმით, რომ ადაპტაციის პროცესები  რეალურ სექტორში  განსახილველ პერიოდში სწრაფად არ მიმდინარეობს.ფულისმასის და ფასების დონის ამგვარი დამოკიდებულება რეალური მშპ-ს ზრდისმიმართ ადასტურებს ქვეყანაში მონეტარული ფაქტორებით სტიმულირებული ბუმის არსებობას.

 გამოყენებულილიტერატურა

1. A Angeloni, I., A. Kashyap, B. Mojon and D. Terlizzese (2003), “Monetary transmission in the euro area: does the interest rate channel explain all?”, NBER Working Papers No. 9984<http://www.nber.org/papers/w9984>
2. Barro R., Sala-i-Martin X. - Economic Growth. New York. 1995.
3. Bacchella, Gerlach (1997) “Consumption and Credit Constraints: International Evidence”, Journal of Monetary Economics, 40, pp. 207-38.
4. Bakradze, Giorgi, and Andreas Billmeier. “InflationTargeting in Georgia: Are We There Yet?.” NBGWP.no.04(2008). http://nbg.gov.ge/uploads/workingpaper/inflation_targeting_in_georgia_09.pdf>
5. Bernanke B. S., A. S. Blinder (1992): “The Federal Funds Rate andthe Channels of Monetary Transmission”, American EconomicReview, Vol. 82, № 4, pp. 901–921.
6. Bierens  H. J. (1997)  “Testing the unit root with drift hypothesis against nonlinear trend stationarity, with an application to the US price level and interest rate”, Journal of Econometrics, Vol. 81, pp. 29-64.
7. Brissimis S. N., N. S. Magginas (2006): “Forward-looking information inVAR models and the price puzzle”, Journal of Monetary Economics,Vol. 53, Issue 6, pp. 1225–1234.
8. Canova F., M. Ciccarelli (2006): “Estimating Multi-Country VARModels”, European Central Bank, Working Paper № 603/ April 006.
9. Cochrane J.H. (1988) “How Big is the Random Walk in GNP?” Journal of Political Economy,  Vol. 96, pp. 893-920.
10. Christiano, L.J. (1988), “Searching for a Break in GNP”, NBER,Working Papers No. 2695.<http://www.nber.org/papers/w2695.pdf>
11. Dabla-Norris, Era, Daehaeng Kim, Mayra Zermeno,AndreasBillmeier, and VitaliKramarenko(2007).“Modalities of Moving to Inflation Targeting in ArmeniaandGeorgia.”IMF WP.no. 133.
12. Modigliani, F. (1971) Monetary Policy and Consumption: Linkages via Interest Rate and Wealth
13. Effects in the FMP Model. Federal Reserve Bank of Boston Conference Series 5, pp. 9-84.
14. Ghysels E. &Perron P. (1990) “The Effect of Seasonal  Adjustment Filters on Tests for a Unit Root” Econometrics Research Program, Princeton University, Research Memorandum no. 355, http://www.princeton.edu/~erp/ERParchives/archivepdfs/M355.pdf
15. Golodniuk I. (2006): “Evidence on the bank-lending channel inUkraine”, Research in International Business and Finance, Vol. 20,Issue 2, pp. 180–199.
16. Hamilton J.D. (1994), Time Series Analysis, Princeton University Press, Princeton.
17. HicksJ. R. (1937),  „Mr. Keynes and the "Classics"; A Suggested Interpretation“,Econometrica, Vol. 5, no. 2, pp. 147-159
18. Friedman, M. (1968). The Role of Monetary Policy. American Economic Review, Vol. 58, no. 1, pp. 1-17.
19. Leeper E. M., Ch. A. Sims, T. Zha (1996): “What Does MonetaryPolicy Do?”, Brookings Papers on Economic Activity, 1996(2),pp. 1–63.
20. Lucas R. (1980) “Methods and Problems in Business Cycle Theory”, Journal of Money, Credit andBanking, Vol 12, no.4, pp. 696-715.
21. Lucas R. (1972) Expectations and the Neutrality of Money, Journal of Economic Theory, , Vol4, no.2, pp. 103-124.
22. McCallum, B. (1999) «Analysis of the monetary transmissionmechanism: Methodological issues», NBER Working paper, 7395.
23. Maddala G.S., Kim I.M. (1998) “Unit roots, cointegratio and structural change”, Cambridge University Press, Cambridge.
24. Nunes L.S.,Newbold P., Kuan C.M. (1997) “Testing for Unit Roots With Breaks. Evidence on the Great Crash and the Unit Root Hypothesis Reconsidered”, Journal of American Statistical Association, Vol. 90, pp. 268-281
25. Phelps, E. S. (1967). Phillips Curves, Expectations of Inflation and OptimalUnemployment over Time. EconomicaVol. 34 no. 135 pp. 254-281.
26. Phelps, E. S. (1968). Money-Wage Dynamics and Labor-Market Equilibrium. Journalof Political Economy,Vol. 76, no. 4, pp. 678-711.
27. Perron P. (1989) “The great crash, the oil price shock, and the unit root hypothesis”, Econometrica, Vol. 57, no. 6, pp. 1361-1401.
28. Perron, P. (1994) Trend, unit root, and structural change in macroeconomic time series. In: Cointegration for the Applied Economist, Rao, B.B. (ed.), Basingstoke: Macmillan Press, 113-146.
29. Perron (2006) Dealing with structural breaks. Palgrave Handbook of Econometrics Vol.1 Econometric Theory, K. Patterson and T.C. Mills (eds.), Palgrave Macmillan, 2006, 278-352 (working paper version)  <http://sws1.bu.edu/perron/papers/dealing.pdf>
30. Perron, P., Vogelsang T. (1991) Nonstationarity and level shifts with an application to purchasing power parity. Econometrics Research Program, Princeton University, Research Memorandum no. 359, <https://www.princeton.edu/~erp/ERParchives/archivepdfs/M359.pdf>
31. Perron, P. (1997) Further evidence from breaking trend functions inmacroeconomic variables. Journal of Econometrics, 80, 55-385.
32. Perron, P., Yabu, T. (2005) Testing for shifts in trend with an integrated or stationary noise component. Department of Economics, Boston University. <http://sws.bu.edu/perron/papers/ breakpaper.pdf>
33. Kydland F.E., Prescott E.C. (1977) “Rules Rather than Discretion: The Inconsistency of OptimalPlans.”The Journal of Political Economy, Vol. 85, No. 3. pp. 473-491.
34. Rousseas, S. 1998. Post Keynesian Monetary Economics, Macmillan Press,N.Y.
35. Samkharadze, Besik. “Monetary TransmissionMechanism in Georgia: Analyzing Pass-Throughto Different Channels.” NBG WP.no. 02 (2008).<http://nbg.gov.ge/uploads/workingpaper/nbgwp02.08.pdf>
36. Sarno L., Taylor P.M. (1998) “Real Interest Rates, Liquidity Constraints and Financial Deregulation: Private Consumption Behaviour in the UK”,  Journal of Macroeconomics, Vol. 20, no.3,pp. 221-42.
37. Sidrauski, M., (1967). Rational choices and patterns of growth in a monetary economy. AmericanEconomic Review Vol. 57, Issue 2,pp. 534-544.
38. Sims, C. (1972) “Money, income and causality”, American EconomicReview, 652, pp. 540–542.
39. Sims, C. (1980) “Comparison of interwar and postwar businesscycles”, American Economic Review, 70, pp. 250–257.
40. Sims Ch. A., T. A. Zha (1998): “Does Monetary Policy GenerateRecessions?”, Federal Reserve Bank of Atlanta, Working Paper 98-12/ July 1998.
41. Taylor P.M.(1999) Real interest rates and macroeconomic activity // Oxford review economic policy. Vol. 15. no. 2, pp. 95-113.
42. Zivot, E.,  Andrews, D. (1992)  “Further evidence on the Great crash, the oil price shock and the Unit root hypothesis”, Journal of Business and Economic Statistics, Vol. 10, no. 3, pp. 251–287.       
43. ბლუაშვილი ა. (2013) ) „მონეტარული პოლიტიკის გადაცემის მექანიზმები საქართველოში: ბოლოდროინდელი დინამიკა“, ჟურნალი ეკონომიკა და საბანკო საქმე - ტომი I, N 3, გვ. 57-74.
44. ოსტაპენკო ნ. და ტაბაღუა ს. (2014) „მოხმარების მაკროეკონომიკური ფუნქციის ძირითადი დეტერმინანტების ანალიზი“, ჟურნალი ეკონომიკა და საბანკო საქმე - ტომი II, N 2, გვ. 47-66.
45. НоскоВ.П. (2011), Эконометрика(Книга первая), Издательский дом "Дело", Москва.
46. НоскоВ.П. (2011), Эконометрика (Книга втарая), Издательский дом "Дело", Москва.
47. Кейнс Дж.м. Обшая теория занятости, просента и денег. М.,1978.

ვებ-გვერდები

1. http://geostat.ge
2. http://mof.gov.ge
3. http://www.nbg.gov.ge
4. http://www.nber.org

---