<<
>>

Характеристики измерителей базовой инфляции

Посредством бутстрепа мы получили 2 измерителя базовой инфляции, первый из которых использует немодифицированные ряды отдельных цен Госкомстата, а второй — предварительно отфильтрованные ряды, где предварительная фильтрация включает сезонную корректировку и сглаживание

"ступенчатой динамики" при помощи скользящего среднего.

Ниже мы будем обозначать эти измерители 7т1 и к2. Эти два ряда очень похожи, что можно увидеть, сравнивая рис. 14(а) и рис. 14(б).

Как только что отмечено, в этих рядах базовой инфляции сезонность отфильтрована. Можно оценить, сколько же сезонности из них удалено. Для этого мы снова используем программу Х-12-АР1МА. Для 7т1 среднеквадратическая сезонность из Х-12-АР1МА равна 0.00347, а для к2 она равна 0.00509. Это можно интерпретировать в том смысле, что к2 отфильтровывает на 47% больше сезонности, чем пу. Однако, следует с осторожностью

относится к такой интерпретации, поскольку она относит всю сезонность в счет заголовочной инфляции13.

Для того, чтобы охарактеризовать поведение измерителя базовой инфляции можно использовать несколько критериев.

Первый критерий, который мы используем — это способность предсказывать "заголовочный" ИПЦ (сравнить с Р2). Ее можно анализировать при помощи регрессии заголовочной инфляции по распределенному лагу базовой инфляции

где п1 — заголовочный темп инфляции в момент ^ к1 — темп прироста базовой инфляции. Остаточная стандартная ошибка — это измеритель точности прогнозов. Эта регрессия была оценена как для инфляции ИПЦ, так и для оценок усеченного среднего, и включала дополнительно константу, временной тренд, сезонные фиктивные переменные и фиктивную переменную для сентября 1 998 г. (табл. 1, табл. 2 и табл. 3).

13 Оказывается, как в Bryan, Cecchetti (1995) показано для ИПЦ США, избирательный подход к предварительной сезонной фильтрации может внести в агрегированный индекс цен помехи на сезонной частоте.

Однако в отличие от США, нельзя ожидать, что сезонность в индивидуальных индексах цен в России носит идиосинкратический характер (разнонаправлена).

Результаты показывают, что оцененные ряды базовой инфляции несколько хуже помогают предсказывать ИПЦ, чем сам ИПЦ. Отметим, что низкая статистика Дарбина-Уотсона не является здесь проблемой, поскольку мы оценили регрессии для целей предсказания, а не для получения хороших оценок коэффициентов и корректных Р-значений.

Другой критерий — изменчивость (волатильность). Этот критерий исследует, насколько непредсказуемым или "гладким" является измеритель базовой инфляции. Мы использовали среднеквадратическое отклонение первых разностей темпов инфляции как измеритель изменчивости, предполагая, что они примерно являются белым шумом (хотя это грубое приближение; см. вышеприведенные комментарии). Результаты для ИПЦ, обычного взвешенного среднего, оптимального взвешенного усеченного среднего, и взвешенного усеченного среднего с параметром а = 1 (квантили) показаны в табл. 4. Результаты относятся к двум интервалам, 1995-2001 гг. и 1993-2001 гг. ИПЦ имеет более высокую волатильность, чем ряды усеченных средних. Квантиль наименее волатилен. Предварительная фильтрация рядов влияет мало.

Волатильность, измеряемая среднеквадратическим отклонением сезонных разностей (12 месяцев), несколько снижается в результате использования усечения, но снижение не столь впечатляющее (см. табл. 5). Одно из объяснений может состоять в том, что усеченное среднее отфильтровывает только сезонность; а когда сезонность отсутствует, то отфильтровывать нечего, и показатели у ИПЦ почти столь же хороши, как у измерителя на основе усеченного среднего. Но более правдоподобное объяснение состоит в том, что базовая инфляция подходит только для краткосрочной оценки инфляции, поскольку только малую долю сезонных изменений можно рассматри

Последний критерий, который мы рассмотрим — это несмещенность относительно измеряемой инфляции. Несмещенность можно анализировать простым рассмотрением разницы рядов базовой инфляции и заголовочной инфляции по ИПЦ за некоторый период.

Если базовая инфляция система-тически ниже или выше измеряемой инфляции, то можно считать, что она является смещенной. Заметим, что оценки усеченного среднего не должны быть существенно смещенными по построению. Для ряда усеченных средних мы провели ADF тест на единичный корень в его отклонении от ИПЦ, чтобы формально проверить, является ли разница возвращающейся к нулю (zero-reverting). Этот тест отклонил нулевую гипотезу об отсутствии коинтеграции.

Интерес представляет вопрос о том, какие веса товаров предполагаются процедурой усечения. Фактический вес конкретного изменения цен *it в оценке усеченного среднего в период t равен 0, если оно усечено, и

W

? WJ ’

i sIaf>

если иначе (то есть когда / е Iав ). Обозначим средний фактический вес для каждого товарного индекса цен через й,. Поучительно сравнить фактические веса й, с весами, основанными на расходах, для каждого товарного

индекса цен.

В табл. 6 приведены совокупные веса для более широкой классификации товаров14.

Согласно этой таблице, больший вес нужно придать мясным продуктам. С другой стороны, веса свежих овощей, молочных продуктов, яиц и услуг связи должны быть уменьшены. Это последнее заключение не столь уж неожиданно. В целом веса !2 ближе к весам по расходам, чем веса п.

<< | >>
Источник: А.А. Цыплаков. Построение индекса базовой инфляции для России. 2004

Еще по теме Характеристики измерителей базовой инфляции:

  1. Концепция базовой инфляции
  2. Построение индекса базовой инфляции для россии
  3. Построение индекса базовой инфляции для россии
  4. Построение индекса базовой инфляции для россии
  5. А.А. Цыплаков. Построение индекса базовой инфляции для России, 2004
  6. Последствия инфляции и методы регулирования инфляции
  7. Оценка и измерители создания стоимости
  8. Инфляция как социально-экономический процесс.
  9. Инфляция
  10. Инфляция Рекомендации для студентов
  11. Инфляция
  12. Инфляция
  13. Виды инфляции
  14. Инфляция
  15. Индикаторы инфляции
  16. Сущность и причины инфляции
  17. Инфляция