Azərbaycan Respublikası Mərkəzi Bankı

Mərkəzi Bank və İqtisadiyyat – N2, 2014 

 

62 

 

In our estimations, we use foreign currency denominated deposits as a proxy for the 

cash dollars circulating in the economy. We divide the period (2001-2010) into pre-

boom  (2001-2005)  and  post-boom  (2006-2010)  years.  We  find  empirical  evidence 

on the elasticity of substitution between cash manats and cash dollars, and between 

manat  and  dollar  denominated  deposits.  However,  the  econometric  results 

underscore  the  declining  role  of  dollar  for  transaction  and  saving  purposes,  and 

correspondingly  increasing  share  of  manats  in  the  portfolio  of  domestic  agents  in 

the  post-boom  years.  The  estimation  results  show  that  the  economic  stabilization 

years  of  post  oil  boom  period  established  confidence  in  national  currency  and  in 

consequence, manat started to enjoy a new, strong status.  

The structure of the paper is as follows: Section II provides the details of theoretical 

model,  Section  III  gives  data  description  and  empirical  findings  and  Section  IV 

concludes.  

Model and Estimation Methodology 

The  model  employed  for  econometric  estimation  is  borrowed  from  Imrohoroglu 

(1994).  The  model  assumes  that  the  economy  is  inhabited  by  infinitely  lived 

identical  households.  The  decisions  of  consumption  and  saving  are  taken  at  the 

beginning  of  each  period.  The  household  decides  consumption  level,

  ,  saving 

level  in  the  form  of  domestic  real  bonds,

  ,  domestic  and  foreign  real  money 

balances, 

 and   

∗

∗

 respectively.    Households  produce  money  services,

 

,  by 

combining domestic and real balances using CES function: 

= [

m

p

+ (1 − )

m

∗

p

∗

]

⁄

 

The representative household maximizes lifetime utility function, U 

∞

(c ,

m

p

,

m

∗

p

∗

) 

subject to budget constraint 

+

+

∗

∗

+

≤

−

+

+

∗

∗

+ (1 + r

)b

 

where   is the discount factor and   per capita consumption. Holding the real bond 

one  period  yields  a  real  return  of 

r .  At  the  beginning  of  each  period  an 

exogenous endowment 

 is received by each individual who pays lump-sum tax of 

. 

---

Mərkəzi Bank və İqtisadiyyat – N2, 2014 

 

63 

 

We  assume  that  the  utility  function  of  the  household  is  linear  in  consumption  and 

money services, which takes the following form: 

=

+

 

Therefore,  the  equations  from  the  optimization  problem  of  the  household  can  be 

used as moment conditions in the non-linear system GMM estimation: 

(1 + r ) − 1 = d

,

 

h

h

∗

ρ

+ (1 − )

⁄

h

h

∗

ρ

+

− 1 = d

,

 

1 −

h

h

∗

ρ

− (1 − ) 1 −

= d

,

 

where 

h =

 and 

h

∗

=

∗

∗

.  Purchasing  power  parity  condition  is  imposed  by  the 

equation 

=

∗

.  

 

The  instrument  set 

 consists  of  one  period  lagged  values  of  the  variables 

entered the above equations

1

: 

= {1,

h

h

∗

,

,

, 1 + r

} 

 

Data and Empirical Findings 

We  split  the  sample  into  pre-boom  (01.2001-12.2005)  and  post-boom  (01.2006-

12.2010)  years due to the structural change taken place  in the economy during the 

years 2005-2006. After the inauguration of Baku-Tbilisi-Ceyhan (BTC) pipeline in 

the mid of 2005, oil export of the country started to increase dramatically. The pre-

boom period covers the years before BTC pipeline inauguration date and post-boom 

period covers the boom and post-boom years

2

.  

In  each  case  there  are  60  observations  on  per  capita  domestic  and  foreign  money 

holdings, domestic and US price level (CPI), bilateral AZN/USD exchange rate and 

domestic  real  interest  rates.  To  calculate  per  capita  values  of  respective  variables, 

we  use  data  on  population,  M0  (cash  manat  in  circulation),  M2  (cash  manat  plus 

                                                             

1

 We also test for including different lag lengths in the instrument set.  

2

 Our split point of the sample is intended to characterize the structural change taken place in the country during the 

period under the study. However, our evidence on the currency substitution remains robust against small variations of 

the subsamples.

 

  

---

Mərkəzi Bank və İqtisadiyyat – N2, 2014 

 

64 

 

manat deposits) and dollar denominated deposits in the banking sector. All the data 

are  taken  from  the  Central  Bank  of  Azerbaijan  database  except  data  on  population 

which is collected from the State Statistical Committee database.  

Since  almost  all  variables  incorporated  into  the  model  are  in  growth  terms,  they 

demonstrate stationarity which  makes our  estimations robust

1

. In addition, because 

the  empirical  model  includes  overidentifying  restrictions  we  also  test  for  the 

validity of those restrictions using J-test.  

In the Case 1, we interchangeably use both foreign and domestic interest rates. The 

corresponding  instrument  set  can  be  the  p  period  lagged  values  of  respective 

variables.  We  start  with  the  one  lag,  but  also  check  more  than  one  period  lagged 

values  of  respective  values.  In  cases  with  more  than  one  period  lagged  values,  the 

overidentifying  restrictions  are  rejected  at  5%  significance  level.  The  empirical 

findings  employing  the  national  currency  cash  holdings  (M0)  and  the  banking 

sector  foreign  deposits  as  proxies  for  domestic  and  foreign  money  holdings 

respectively, are reported in the Table 1 below  

In  all  cases  of  the  non-linear  GMM  estimation,  the  objective  function  collapses  to 

almost  zero  after  a  few  iterations  and  the  results  are  not  sensitive  to  initial 

conditions. It is clear from the table below that all four estimated parameter values 

are statistically significant at 5% significance level.  

[INSERT TABLE 1 HERE] 

The  estimated  discount  factor   for  the  period  pre-boom  years  is  approximately 

0.998 (or 0.995 on quarterly basis) whereas it is around 0.997 (or 0.99 on quarterly 

basis)  in  the  post-boom  years.  The  domestic  and  foreign  currencies  enjoy 

approximately equal weights in the production of liquidity services in both pre and 

post boom years. Though small, the estimate of the share of money services   in the 

utility function is strongly significant. 

The  estimate  of   implies  that  the  elasticity  of  currency  substitution 

=

 is 

around  2.93  and  2.88  for  the  pre  and  post  boom  years  respectively.  Hence  the 

estimation  suggests  that  there  exists  at  least  empirical  evidence  on  the  substitution 

between  Azeri  manat  and  US  dollar.  Though  the  elasticity  of  substitution  is  larger 

in  the  first  half  of  the  period,  the  difference  in  their  magnitude  is  not  statistically 

significant. The post boom period did not lead individuals to review their decisions 

and substantially reduce their holdings of cash manats. Surprisingly, the elasticity of 

                                                             

1

 All  the  variables  demonstrate  stationarity  at  10%  significance  level  using  both  ADF  and  KPSS tests.  In  case  of  a 

conflict between test results, we prefer KPSS test. 

---