Xülasə QarĢısına inflyasiyanın hədəflənməsi rejiminə keçid məqsədi qoyan mərkəzi banklar həm də
Yüklə 0,5 Mb. Pdf görüntüsü
|
- Bu səhifədəki naviqasiya:
- Açar sözlər
- 3. Empirik qiymətləndirmə
- Şəkil 1. Məcmu və baza inflyasiya
- Cədvəl 1. Göstəricilərin təsviri statistikası, 2005-2007
- Cədvəl 3. İnflyasiyanın təxmin olunması - λ və R 2
- 4. Siyasət tövsiyyələri
- Cədvəl 4. Adekvatlıq və F testlərinin nəticələri (3 ay), 2005-2007 Göstərici R 2
| 19
QarĢısına inflyasiyanın hədəflənməsi rejiminə keçid məqsədi qoyan mərkəzi banklar həm də müvafiq qiymət indeksinin seçilməsi ilə bağlı qərar verməlidirlər. Bu qərar verilərkən bir sıra meyarlar nəzərə alınır, mövcud qiymət indeksləri arasında "fayda-itki" təhlilləri aparılır, hər birinin müqayisəli üstünlükləri aĢkara çıxarılır. Bu məqalədə orta müddətli dövrdə Azərbaycan Mərkəzi Bankının (AMB) müvafiq qiymət indeksinin, məcmu yoxsa baza göstəricisini hədəf olaraq götürməsi məsələsi tədqiq edilir. Mövcud baza inflyasiya ilə yanaĢı Bayez Dinamik Faktor modelindən istifadə etməklə yeni baza inflyasiya göstəricisi hesablanır, müxtəlif statistik testlər əsasında göstəricilərin adekvatlığı yoxlanılır. Qiymətləndirmələr göstərir ki, yeni baza inflyasiya göstəricisi inflyasiyanın uzun müddətli trend göstəricisi kimi qəbul oluna bilər, mövcud göstərici isə qısa müddətli dövrdə tələb olunan statistik meyarları ödəyir. Nəticə olaraq qeyd olunur ki, qərarvermə prosesində AMB, trend göstəricisi kimi yeni baza inflyasiya göstəricisini əhəmiyyətli məlumat yükünə malik indikator kimi nəzərə ala bilər. Bununla belə, verilən pul siyasəti qərarlarının ictimaiyyət tərəfindən rahat anlaĢılması üçün məcmu inflyasiya göstəricisinin hədəf kimi götürülməsi məqsədəuyğun olardı.
The central banks which aim to shift to inflation targeting framework have to make a decision regarding the price index they will target. However, before making the final decision, several criterias must be taken into consideration, “cost-benefit” analysis of existing price indices must be made and comparative advantages of each index must be revealed. The article discusses whether the Central Bank of the Republic of Azerbaijan plans to the medium run should target headline inflation or core inflation. Along with existing core inflation, using the Bayesian Dynamic Factor model, the new core inflation is calculated and furthermore, several statistical tests are applied to test adequacy of the new core inflation measure. The estimations show that the new core inflation can be used as an indicator of the long run trend of inflation, whereas the existing core inflation is a good indicator in the short run. The article concludes that in a decision making process, the Central Bank should use the new core inflation measure as a trend indicator since it contains much more information than the existing one. However, to make monetary policy decisions comprehensible to the public, it is recommended to target headline inflation.
Key words: consumer price index, core inflation, Gibbs algorithm
20
GiriĢ...................................................................................................................................21 1.
Metodologiya..........................................................................................................23 2.
Empirik qiymətləndirmə ........................................................................................25 3.
Siyasət tövsiyyələri.................................................................................................29 Nəticə ...............................................................................................................................31 Ədəbiyyat..........................................................................................................................31
21
Beynəlxalq təcrübədə əksər mərkəzi bankların əsas mandatı qiymət sabitliyinin təmin olunması və sərancamlarında olan müxtəlif monetar alətlərdən fəal istifadə etməklə inflyasiyanın məqbul səviyyədə saxlanılmasıdır. Lakin, təcrübədə inflyasiya səviyyəsini göstərən müxtəlif qiymət indeksləri mövcuddur və bir çox hallarda onların əsasında hesablanan inflyasiya göstəriciləri bir-birindən əhəmiyyətli dərəcədə fərqlənir. Ölkəmizdə istehlak səbəti əsasında Ġstehlakçı Qiymətləri Ġndeksi (ĠQĠ), istehsal olunan kənd təsərrüfatı məhsulları əsasında Kənd Təsərrüfatı Qiymətləri Ġndeksi (KiQĠ), sənaye məhsulları bazasında sənayə qiymətləri indeksi (SiQĠ) və ölkə daxilində istehsal olunan məhsulların qiymətlərinin məcmu göstəricisi - ÜDM deflyatoru və digər qiymət indeksləri hesablanır. Nəzəriyyədə müxtəlif qiymət indekslərinin uzunmüddətli dövrdə vahid trendə yaxınlaĢması
fikri hakimdir. Bunun səbəbi qısa müddətdə müxtəlif qiymət indekslərinə təsir göstərən spesifik (məxsusi) Ģokların müvəqqəti xarakter daĢıması və zaman keçdikcə onların sönmə meylinə malik olmasıdır. Bir çox hallarda baza (özək, nüvə) inflyasiya müvafiq qiymət indeksinin trend göstəricisi kimi səciyyələndirilir və uzunmüddətli dövrdə onun dinamikasını müəyyənləĢdirir. Lakin, inflyasiya göstəricisinin lazımsız məlumatların təsirindən təmizlənməsi və müvafiq siqnalın aĢkara çıxarılması olduqca mürəkkəb iĢdir. Praktikada baza inflyasiyanı hesablamaq üçün bir çox göstəricilər təklif olunmuĢdur. Ancaq onların adekvatlığı ilə bağlı hələ də suallar mövcuddur. Məsələn, da Silva Filho və Figueiredo (2011) göstərir ki, Brazilya Mərkəzi Bankı üçün hesablanan baza inflyasiya göstəriciləri əsas statistik tələblərə (kənarlaĢmanın olmaması və inflyasiyanı proqnoz etmək imkanı) cavab vermir. Ümumiyyətlə, baza inflyasiya konsepti və onun ölçülmə/qiymətləndirilmə metodologiyası haqqında vahid konsensus mövcud deyil (Holden (2006), Vinn (2008), və.s). Onun ən sadə qiymətləndirmə metodu ölkəmizdə də istifadə olunan "ərzaq və enerji məhsullarının (tənzimlənən qiymətlər)" səbətdən çıxarılmasıdır ki, bu zaman biz məcmu inflyasiya göstəricisini mövsümü amillərdən, habelə inzibati qaydada tənzimlənən qiymətlərin təsirindən təmizləmiĢ oluruq. Bununla yanaĢı, baza inflyasiyanın ölçülməsi ilə əlaqədar təcrübədə yeni yanaĢmalar da mövcuddur və onlar daha çox statistik metodlara əsaslanır. Mərkəzi bank inflyasiyanın hədəflənməsi rejiminə keçmə niyyətini bəyan edirsə, bankın hansı inflyasiya göstəricisini və ya baza göstəricisini hədəf seçməsi sualları da
22
gündəmə gəlir. Beynəlxalq təcrübə göstərir ki, seçim prosesində bir sıra meyarlar nəzərə alınır, hədəfin ictimaiyyətə kommunikasiyasında (çatdırılmasında) problem yaĢanmaması və anlaĢılıqlı olması məsələlərinə də xüsusi önəm verilir. Yuxarıda göstərilən seçim prosesində iki məsələnin aktuallığı qeyd olunsa da bu məqalədə təcrübədə geniĢ istifadə olunan baza inflyasiya ətrafında mülahizələr yürüdülür və onun adekvatlığı empirik olaraq yoxlanılır. Digər tərəfdən, Bayez ekonometrik metodlarına əsaslanan dinamik faktor modelindən istifadə etməklə yeni baza inflyasiya göstəricisi hesablanır və bir sıra müqayisələr aparılır. Bayez metodu əsasında hesablanan yeni baza göstəricisi qiymət indekslərinə stoxastik yanaĢmanı əks etdirir. Dinamik faktor modeli statistik məlumatlarla zəngin mühitdə bütün (və ya bir sıra) göstəricilərə xas olan müĢtərək komponentlərin tapılması prinsipinə əsaslanır. Burada varians-kovarians matrisi 1 əsasında statistik məlumatların dinamikasının daha az sayda komponentlə əvəzlənməsi həyata keçirilir. Bu səbəbdən müvafiq metodologiya həm də “ranqın ixtisarı" (azaldılması) da adlandırılır. Son dövrlər mövcud ekonometrik proqram təminatları sürətli hesablama imkanlarını daha da artırmıĢ və bu, mürəkkəb qiymətləndirmə metodları tələb edən tədqiqatların aparılmasına səbəb olmuĢdur. Bu tendensiya Bayez metoduna əsaslanan dinamik faktor modellərində də müĢahidə edilir. Tekatlı (2010) Bayez əsaslı dinamik faktor modelindən istifadə etməklə Türkiyə üçün baza inflyasiya hesablamıĢ və testlər zamanı yeni göstərici adekvat nəticələr nümayiĢ etdirmiĢdir. Eyni Ģəkildə, Kirker (2010) də Bayez dinamik faktor modellərinə müraciət etməklə Yeni Zelandiya üçün əsas inflyasiya göstəricisini ticari və qeyri-ticari komponentlərə bölmüĢ, həmçinin baza inflyasiya göstəricisinin adekvatlığını test etmiĢdir. Beləliklə, bu məqalədə Bayez əsaslı dinamik faktor modelindən istifadə etməklə Azərbaycan üçün baza inflyasiya göstəricisi hesablanır. Yeni baza inflyasiya göstəricisi istehlak qiymətləri səbətinin 532 adda məhsulundan müĢtərək komponentin tapılması prinsipinə əsaslanır. Qiymətləndirmələr zamanı fərz olunur ki, uzunmüddətli dövrdə istehlak səbətinə daxil olan məhsulların qiymətlərinin dinamikası bütün səbətə xas olan müĢtərək trendə malikdir. Mövcud baza inflyasiya göstəricisindən fərqli olaraq, yeni göstəricinin hesablanması statistik məlumatlardan asılı olduğundan, bu göstərici qiymətləndirmələr zamanı ortaya çıxan bir sıra subyektivliklərin qarĢısını alır. Yeni göstəricinin
1 Bu matrisdə varians diaqonal (hansı ki, sütun və sətir həmin göstəricidə kəsiĢir), kovarians isə diaqonalın aĢağısında və ya yuxarısında yerləĢir. 23
hesablanması sırf statistik məlumatların "qərarı" əsasında icra olunur və bu, baĢqa ifadə ilə, "qoy statistik məlumatlar danışsın" prinsipidir. Məqalənin strukturu belədir: II bölmədə istifadə olunan metodologiya verilir, III bölmədə statistik məlumatlar və empirik qiymətləndirmənin nəticələri əks olunur, mövcud və yeni baza inflyasiya göstəricilərinin adekvatlığı test olunur, IV bölmədə siyasət tövsiyyələri müzakirə olunur, V bölmədə isə nəticələr təqdim olunur.
Bu məqalədə müraciət olunan metodologiya Stok və Vatson (1998), həmçinin Kose, Otrok və Vaytmanın (2003) tədqiqat iĢlərinin bazasına əsaslanır. Biz aĢağıdakı spesifikasiyada dinamik faktor modelini qiymətləndiririk: it t i it e F B
burada it t anında istehlak səbətində indeks nömrəsi i olan məhsul üzrə inflyasiyanı, t F bütün məhsulların qiymətləri üzrə müĢtərək faktoru, i B i indeks nömrəli məhsul üzrə "faktorun ağırlığı" (əmsalı),
indeks nömrəsi i olan məhsul üzrə məxsusi (idiosinkratik) komponenti ("ölçmə xətası") göstərir. Həmçinin fərz olunur ki, müĢtərək faktor və məxsusi (idiosinkratik) komponent birinci tərtibli avtoreqressiv proseslərdir: t t t v F c F 1 1 , Q v t ) var( it it i it e e 1 , i it R ) var( Modelin "vəziyyət fəzasında" ifadə olunması məqsədi ilə "müĢahidə" və "keçid" tənlikləri qurulur. MüĢahidə tənliyi (Ģərti formada) müĢahidə olunan dəyiĢənləri müĢahidə oluna bilməyən dəyiĢlənlərə (burada müştərək komponentə) bağlayır. Nt t t t N Nt t F F B B B B . . . . . . . . . ~ . . . ~ 1 1 1 1 1 1 1 1
* t Y
H
t S
t
burada 1 ~
i it it və
it isə "ağ" küydür. Yuxarıdakı formada verilən müĢahidə tənliyi ehtiva etdiyi göstəricilərin serial korrelasiyadan təmizlənməsini təmin edir. Keçid tənliyi isə sistemin vəziyyətini xarakterizə edən "vəziyyət" göstəricilərinin 24
(burada müşahidə oluna bilməyən göstəricilərin) dinamikasını əks etidirir: 0 0 0 1 0 2 1 1 1 t t t t t v F F c F F
t S
1
S
t v
Yuxarıdakı modelin Kalman Filterinə müraciət etməklə klassik ekonometrik metodlar əsasında qiymətləndirilməsi sərbəstlik dərəcəsini aĢağı saldığından parametrlərin empirik qiymətləndirilməsi çətinləĢir. Belə ki, qiymətləndirmə zamanı N "faktorun ağırlığı", müĢahidə tənliyində N serial korrelasiya əmsalı, müĢtərək faktor tənliyi üzrə bir sabit və bir avtoreqressiv əmsal hesablanır. Bu məqalədə istifadə olunan dəyiĢənlərin sayı N = 532 olduğundan ekonometrik qiymətləndirməsi tələb olunan parametrlərin sayı 1,000-dən çoxdur ki, bu da klassik qiymətləndirmə metodlarının tətbiqini xeyli mürəkkəbləĢdirir. Bu səbədən biz Bayez qiymətləndirmə metodologiyasına müraciət edirik. Məqalədə istifadə olunan Bayez qiymətləndirmə metodologiyası Gibz nümunə götürmə alqoritminə əsaslanır (Kim və Nelson (2000)). Numerik metod olan Gibz nümunə götürmə alqoritmi göstəricilərin Ģərti ehtimal paylanmasından istifadə etməklə onların marjinal paylanmasını aproksimasiya 2 (əvəz edir) edir. Tələb olunan parametrlərin ekonometrik qiymətləndirilməsi üçün Gibz alqoritmi aĢağıdakı qaydada həyata keçirilir:
üçün ilkin qiymət müəyyənləĢir. Sistemin vəziyyətini göstərən vektorun qiyməti 0 /
S və onun kovariansı 0 / 0 P kimi təyin edilir. Daha sonra R, Q və parametrlərinin qiymətləri təyin edilir;
"Faktorun ağırlığı" Ģərti posterior (sonrakı dəqiqləĢmiĢ paylanma) paylanmasının normal olmasını nəzərə alıb ondan nümunə götürülür;
it e -dən istifadə etməklə it it i it e e 1 tənliyi qiymətləndirilir və i üçün posterior normal paylanmadan nümunə götürülür;
it -dən istifadə etməklə i R üçün tərs Qamma paylanmasından nümunə götürülür;
2
ona oxĢar olan digəri ilə əvəz olunmasıdır. Mürəkkəb funksiyalar bu üsulla daha sadə funksiyalarla əvəz olunur, bununla həll sadələĢir və tezləĢir.
25
Keçid tənliyi t t t v F c F 1 1 üzrə əmsallar normal paylanmadan götürülən nümunə əsasında hesablanılır. Bu zaman identifikasiya məqsədi ilə Q =1 olması fərz edilir; Sistemin vəziyyətini göstərən vektorun simulyasiya yolu ilə hesablanması bir sıra metodlarla həyata keçirilə bilər. Məsələn, Otrok və Vaytman (1998) Bayez metodları əsasında sistemin vəziyyətini göstərən vektorun komponentlərinin tədricən həyata keçirilmə alqoritmini verir. Bu zaman hər bir amil digər amillərdən asılı olaraq ayrılıqda əldə olunur. Bu metodologiyanın tətbiqi zamanı qarĢıya çıxan çətinlik TxT matrisinin tərsinin tapılmasıdır ki, bu da zaman sırasının (T) uzunluğundan asılı olaraq mürəkkəbləĢir. Digər bir metod Karter-Kohn alqoritmi əsasında sistemin vəziyyətini göstərən vektorun bütün komponentlərinin eyni zamanda əldə olunmasıdır. Bu məqalədə sistemin vəziyyətini göstərən vektorun əldə olunması zamanı müraciət olunan metodologiya sonuncu bəhs olunan çoxaddımlı Karter-Kohn alqoritmidir. 3
komponentə xas olan "faktor yüklənmələri" əsasında həmin komponentlərin səbətdəki xüsusi çəkisi istifadə edilərək yeni baza inflyasiya göstəricisi hesablanır. 3. Empirik qiymətləndirmə Məqalədə istifadə olunan statistik göstəricilər aylıq əsasda olub AMB-nin məlumat bazasından əldə edilmiĢdir və 2005:01-2007:12 dövrləri əhatə edir. Yeni baza inflyasiya göstəricisinin hesablanması üçün istehlak səbətinə daxil olan 532 adda məhsulun qiymət göstəricilərindən istifadə olunur. Bu zaman 30-dan çox məhsul səbətdən istisna olunur ki, bunun da səbəbi dövr ərzində onların qiymətlərinin əksər hallarda sabit qalması və ya heç dəyiĢməməsidir. Göstəricilər stasionarlaĢdırıldıqdan 4 (homogen olduqdan) sonra qiymətləndirməyə keçmək olar. Yeni baza inflyasiyanın qiymətləndirilməsi zamanı replikasiyaların sayı (təkrarlanma sayı) 10,000 müəyyənləĢdirilir, ilkin qiymətə olan həsasslığı aradan qaldırmaq üçün onların 9,000-i "yandırılır" (istifadə olunmur). Yeni baza inflyasiya
3
Qiymətləndirmələr göstərir ki, nəticələrdə elə bir böyük dəyiĢiklik yoxdur.
4 Stasionarlıq zaman sıralarının ehtimallıq xüsusiyyətinin dövrlər üzrə sabit olmasını göstərir. Əgər zaman sırası stasionardırsa (və ya homogen), onda bir hadisənin və ya dəyiĢikliyin təsiri zaman keçdikcə azalır. Misal üçün, əgər θ = 0.8 olarsa, y
) qədər
artacaq, birinci ilin sonunda yalnız 0.8% (θ 1 ε t-1 ) çoxalmaya səbəb olacaq, ikinci ilin sonunda 0.64% (θ 2 ε t-2 ) ibarət çoxalmaya səbəb olacaq və nəhayət, T-ci ilin sonunda 0.01% (θ
) ibarət çoxalmaya səbəb olacaq. Bu o zamana qədər davam edəcək ki, belə bir dəyiĢikliyin y t –nin artmasına təsiri sıfıra yaxınlaĢacaq. Ona görə də, stasionar və ya homogen zaman sırasına malik dəyiĢənə hadisələrin və ya bir dəfəlik dəyiĢikliklərin artım təsirləri tədricən yox olub gedir.
26
göstəricisini hesablamaq üçün yaddaĢda saxlanılan 1,000 replikasiyanın median göstəricisi əsas götürülür. Qiymətləndirmə zamanı replikasiyaların sayının tədricən artırılması nəticələri əhəmiyyətli dəyiĢmir ki, bu da nəticələrin sürətlə eyni qiymətə yaxınlaĢmasından (konvergensiyasından) xəbər verir. Nəzərdən keçirilən inflyasiya göstəricilərinin xüsusiyyətlərini öyrənmək üçün həmin göstəricilərin dinamikası ġəkil 1-də təsvir olunmuĢdur. Göründüyü kimi, baza və
dövrlər istisna olmaqla oxĢar dinamikaya malikdirlər. Ġki baza inflyasiyaların fərqli olması onların təriflərindən irəli gəlir. Belə ki, əgər mövcud baza inflyasiya müəyyən malları və xidmətləri ixtisar etməklə əldə edilən səbətin qiymət dəyiĢməsini özündə əks etdirirsə, yeni baza inflyasiyası səbətə daxil olan bütün malların və xidmətlərin qiymətlərinin eyni templə dəyiĢməsini nəzərdə tutur. Yeni baza inflyasiyanın mövcud baza inflyasiyadan yuxarı olduğu dövrlərdə bütün mallar və xidmətlər üzrə qiymət artımı müĢahidə olunmuĢdur. Məcmu inflyasiya ilə müqayisəyə gəldikdə, mülahizə etmək olar ki, 2006-cı ilin iyul ayından baĢlayaraq, yeni baza inflyasiyası məcmu inflyasiyanın trendini daha dəqiqliklə təkrar edir.
Mənbə: AMB və müəlliflərin hesablamarı. Birinci cədvəl istifadə olunan göstəricilərin təsviri statistikasını və meyillilik testinin nəticələrini göstərir. Cədvəldən məlum olur ki, məcmu inflyasiya mövcud baza və yeni baza inflyasiya ilə müqayisədə daha dəyiĢkəndir. Eyni zamanda, meyillilik testinin nəticələri göstərir ki, baza və yeni baza inflyasiyanın orta göstəriciləri məcmu inflyasiyanın orta göstəricisindən statistik baxımından fərqlənmir. Bunu nəzəra alaraq, mülahizə edə bilərik ki, inflyasiya hədəfi kimi baza inflyasiya və ya yeni baza inflyasiya -0,03
-0,02 -0,01
0 0,01
0,02 0,03
0,04 0,05
0,06 0,07
0 1 /2 0 0 5 0 2 /2 0 0 5 0 3 /2 0 0 5 0 4 /2 0 0 5 0 5 /2 0 0 5 0 6 /2 0 0 5 0 7 /2 0 0 5 0 8 /2 0 0 5 0 9 /2 0 0 5 1 0 /2 0 0 5 1 1 /2 0 0 5 1 2 /2 0 0 5 0 1 /2 0 0 6 0 2 /2 0 0 6 0 3 /2 0 0 6 0 4 /2 0 0 6 0 5 /2 0 0 6 0 6 /2 0 0 6 0 7 /2 0 0 6 0 8 /2 0 0 6 0 9 /2 0 0 6 1 0 /2 0 0 6 1 1 /2 0 0 6 1 2 /2 0 0 6 0 1 /2 0 0 7 0 2 /2 0 0 7 0 3 /2 0 0 7 0 4 /2 0 0 7 0 5 /2 0 0 7 0 6 /2 0 0 7 0 7 /2 0 0 7 0 8 /2 0 0 7 0 9 /2 0 0 7 1 0 /2 0 0 7 1 1 /2 0 0 7 Məcmu inflyasiya Baza inflyasiya Yeni baza inflyasiya
27
göstəricisi məqsədəuyğun sayıla bilər. Cədvəl 1. Göstəricilərin təsviri statistikası, 2005-2007
Göstərici Aylıq orta Standard kənarlaşma Variasiya əmsalı İllik meyillilik q/meyillilik (p-qiyməti) Məcmu inflyasiya 0.0093 0.0145
1.5591 - - Baza inflyasiya 0.0076
0.0078 1.0263
0.0016 0.3627
Yeni baza inflyasiya 0.0074
0.0084 1.1351
0.0051 0.3117
Nəzərə alsaq ki, yaxĢı hədəfin əsas xüsusiyyətlərindən biri məcmu inflyasiyanın trendini izləməkdir, biz mövcud baza və yeni baza inflyasiya göstəricilərini məcmu inflyasiya ilə müqayisə edə bilərik. Bu məqsədlə, hər bir dövr üçün, biz xətanın ((mövcud və yeni) baza inflyasiya ilə məcmu inflyasiyanın fərqi) orta kvadrat kökünü (RMSE) hesablayırıq.
burada
baza və ya yeni baza inflyasiyadır, məcmu inflyasiyanın trendidir (burada məcmu inflyasiyanın hərəkət edən mərkəzi ortası) və zaman sırasının uzunluğudur. Cədvəl 2-dən göründüyü kimi, hesablanan yeni baza inflyasiya həm qısa, həm də uzun müddətli dövrdə məcmu inflyasiyanın trendinə daha yaxındır.
Baza inflyasiya 0.0066 0.0070
0.0074 0.0080
Yeni baza inflyasiya 0.0062
0.0067 0.0072
0.0071 Baza inflyasiyanın məcmu inflyasiyanın təxmin olunmasında əhəmiyyətliliyini öyrənmək üçün aĢağıda qeyd olunan tənlik qiymətləndirilir:
burada məcmu inflyasiyadır, baza və ya yeni baza inflyasiyadır və reqressiya xətasıdır. Qiymətləndirmələr zamanı fərz olunur ki, baza və ya yeni baza inflyasiya məcmu
28
inflyasiyanın trendi ilə üst-üstə düĢür. Belə ki, əgər cari məcmu inflyasiya baza və ya yeni baza inflyasiyadan yuxarıdırsa (aĢağıdırsa), hesab olunur ki, məcmu inflyasiya h dövrdən sonra aĢağı düĢəcəkdir (yuxarı qalxacaqdır). əmsalının qiyməti məcmu inflyasiyanın baza inflyasiyadan kənarlaĢmasının h dövrdən sonra məcmu inflyasiya dəyiĢməsinə ötürülmə dərəcəsini göstərir. Əgər əmsalının mütləq qiyməti birdən böyükdürsə (kiçikdirsə), o zaman baza inflyasiyadan kənarlaĢma h dövrdən sonra məcmu inflyasiya dəyiĢməsinin qiymətini ( ) onun həqiqi qiymətindən daha az (çox) göstərir.
Dövr Mövcud baza inflyasiya Yeni baza inflyasiya λ (t-stat) R 2 λ (t-stat) R 2 3 ay
-1.4493 ** (-9.3287) 0.5843 -1.3606** (-10.3941) 0.4967
6 ay -1.945 ** (-7.5917) 0.7418
-1.8856** (-9.0221) 0.7447 9 ay
-1.0804** (-10.004) 0.4212 -1.1714** (-13.281) 0.5075
Qeyd: statistik əhəmiyyətlilik dərəcəsi: 1% - 2.78 ; 5% - 2.06. Cədvəl 3-də müxtəlif dövrlər üçün ən kiçik kvadratlar üsulu (ƏKKÜ) ilə hesablanan λ əmsalının qiyməti və reqressiyanın adekvatlığı (R 2 ) göstərilmiĢdir. Bütün əmsallar 1% səviyyəsində statistik əhəmiyyətlidir və qiymətləri birdən yuxarıdır. Beləliklə, qiymətləndirmələr göstərir ki, hər iki baza göstəricisi məcmu inflyasiya dəyiĢməsinin qiymətini onun faktiki qiymətindən az göstərir. R 2 -a nəzər salsaq, deyə bilərik ki, qısamüddətli dövrdə (3 ay) mövcud baza inflyasiya məcmu inflyasiyanı daha yaxĢı izah edir. Lakin, 6 və 9 aylıq dövrlərdə yeni baza inflyasiya mövcud baza inflyasiyadan daha üstün reqressiya nəticələri nümayiĢ etdirir. Biz qısamüddətli dövrdə mövcud baza inflyasiya göstəricisinin məcmu inflyasiyanı yeni göstəricidən daha yaxĢı izah etdiyini test etmək üçün fərqli spesifkasiyada baĢqa bir reqressiya tənliyini də qiymətləndiririk:
burada
məcmu inflyasiya, baza və ya yeni baza inflyasiya və reqressiya xətasıdır. 29
Ekonometrik qiymətləndirmə zamanı F testindən istifadə etməklə məcmu inflyasiyanın təxmin olunmasında daha əhəmiyyətli olan baza inflyasiyanın növünü müəyyən etmək olar. Cədvəl 4-ün birinci sətrində reqressiya tənliyinin məhdudlaĢdırılmıĢ spesifikasiyasının (ancaq məcmu inflyasiyanın gecikmələri istifadə olunur) adekvalığı (R 2 ) haqqında məlumat verilir. Tənliklər ƏKKÜ metodu istifadə edilməklə hesablanıb. Ġkinci sətrdə göstərilir ki, tənliyə baza inflyasiyanın gecikmələri əlavə olunaraq adekvatlığı daha yüksək olan model əldə oluna bilər (R 2 daha yüksəkdir). Həmçinin, F statistikasının yuxarı olması, baza inflyasiyanın gecikmələrinin statistik baxımdan əhəmiyyətli olmasına iĢarə edir. Sonuncu sətrdən məlum olur ki, yeni baza inflyasiyanın gecikmələrini daxil etməklə biz modelin adekvatlılığını cuzi olaraq yaxĢılaĢdırırıq. Lakin, F statistikasının kiçik olması yeni baza inflyasiyanın gecikmələrinin statistik baxımdan əhəmiyyətsiz olmasına dəlalət edir. Beləliklə, qısa müddətli dövrdə məcmu inflyasiyanın təxmin olunmasında mövcud baza inflyasiyasının istifadəsi məqsədəuyğun sayıla bilər ki, bu da əvvəlki reqressiya nəticələrini dəstəkləyir.
Ġnflyasiyanın hədəflənməsi rejimində fəaliyyət göstərən bir çox mərkəzi banklar məcmu inflyasiyanı hədəf göstərici təyin etsə də, onlar baza inflyasiya göstəricisini həmiĢə nəzarətdə saxlayırlar. Bu, əsasən həyata keçirilən siyasət və qərarların ictimaiyyətə açıqlanmasında özünü biruzə verir. Bir çox tədqiqatçılar isə mərkəz banklara birbaĢa baza inflyasiyanı hədəfləməyi tövsiyyə edirlər. Məsələn, Federal Ehtiyatlar Sistemi üçün Bernanke, et al (1999) inflyasiya hədəfi kimi baza inflyasiya göstəricisini götürməyi tövsiyyə edir. Onlara görə baza inflyasiya "...monetar siyasət üçün daha yaxĢı rəhbər göstəricidir, çünki o, qiymət indeksləri üzərində müvəqqəti təsirləri deyil, daha çox qalıcı (daimi) inflyasiyanı ölçür". Müəlliflərə görə, mərkəzi bank ictimaiyyətlə kommunikasiya zamanı hər bir Ģokun inflyasiya üzərində müvəqqəti təsirə malik olmasını qeyd etməlidir. Eyni zamanda, təklif və tələb Ģoklarından irəli gələn dəyiĢikliklərin inflyasiyaya təsirinin də siyasətçilər
Məcmu inflyasiya 0.9308 -
Baza inflyasiya 0.9414
3.4696 0.0212
Yeni baza inflyasiya 0.9398
1.5919 0.2062
30
tərəfindən nəzərə alınması bəyan edilməlidir. Ümumiyyətlə, mərkəzi bankların təcrübələrinə baxdığımız zaman onlar qiymət sabitliyini əsas mandatları olaraq qəbul edib, məcmu inflyasiyanı hədəf göstərici kimi seçsələr də, inflyasiya üzərində qısamüddətli təsirə malik Ģokları neytrallaĢdırmaq üçün addım atmırlar və ya onlardan bu tələb olunmur. Məsələn, Avropa Mərkəzi Bankı "avro bölgəsi üçün harmonikləĢdirilmiĢ olunmuĢ Ġstehlak Qiymətləri Ġndeksinin illik əsasda 2%-dən az artımının" təmin olunmasına cavabdehlik daĢısa da o, "... monetar siyasət tərəfindən nəzarət oluna bilməyən qısamüddətlii volatilliyə" görə məsuliyyət daĢımır. Yaponiya Bankı isə ictimaiyyətlə kommunikasiyasında bazaya oxĢar göstəriciləri diqqət mərkəzində saxlayır, onları ön plana çıxarır. Buna baxmayaraq, Bank öz mandatı olan qiymət sabitliyini məcmu inflyasiya göstəricisi əsasında həyata keçirdiyini bəyan edir. Ġnflyasiyanın hədəflənməsi rejiminə ilk keçən mərkəzi banklardan biri ola Yeni Zelandiya Ehtiyat Bankı da ĠQĠ-də baĢ verən illik dəyiĢməni qiymət sabitliyi mandatına aid etsə də, müvəqqəti Ģoklara görə cavabdehlik daĢımır. Kanada Bankı üçün də hədəf 12 aylıq məcmu inflyasiya göstəricisi olan ĠQĠ əsasında təyin olunsa da, Banka görə baza inflyasiya "... monetar siyasətin həyata keçirilməsində faydalı rəhbər" rolunu oynayır. Beləliklə, beynəlxalq təcrübə göstərir ki, baza inflyasiyanı siyasət hədəfi kimi təyin etməyən mərkəzi banklar da onu daima diqqət mərkəzində saxlayır və siyasət qərarları qəbul edərkən baza inflyasiyanın davranıĢını nəzərə alırlar. Ümumiyyətlə, mərkəzi bankların baza inflyasiya əvəzinə məcmu inflyasiyanı hədəf kimi seçmələri daha çox ictimaiyyət tərəfindən yaxĢı anlaĢılmaq üçün atılmıĢ bir addımdır. Lakin, təcrübədə müvəqqəti şoklar və ya təklif şokları qarĢısında nümayiĢ etdirilən mövqe və atılan addımlar mərkəzi bankların de-fakto baza inflyasiyanı siyasət hədəfi kimi qəbul etdiklərini göstərir. Bank kommunikasiyasının rahat qurulması və həyata keçirilən siyasətlərin ictimaiyyətə çatdırılmasında mümkün anlaĢılmazlığın aradan qaldırılması məqsədi ilə məcmu inflyasiya göstəricisinin siyasət hədəfi kimi qəbul edilməsi məqsədəuyğundur. Lakin, AMB baza inflyasiya göstəricisini daim diqqət mərkəzində saxlamalı, siyasət qərarları qəbul edərkən və xüsusilə müvəqqəti təbiətə malik Ģoklara reaksiya verərkən onu nəzərə almalıdır. Bununla yanaĢı, əvvəlki bölmələrdə də qeyd olunduğu kimi, mərkəzi bank təcrübəsində bir çox baza inflyasiya göstəriciləri istifadə olunsa da, onların adekvatlığı ilə bağlı hələ də suallar mövcuddur. Hesab edirik ki, Mərkəzi Bank müxtəlif məqsədlər üçün bir sıra baza göstəriciləri hesablamalı, onların adekvatlığını və tələblərə cavab vermələrini yoxlamalıdır. 31
Bu məqalədə ölkə üçün aparılan hesablamalar göstərir ki, mövcud baza inflyasiya və yeni hesablanan baza inflyasiya göstəricisi statistik tələblərə cavab verir və adekvatdır. Xüsusilə, qiymət indekslərinə stoxastik yanaĢma prinsipi əsasında hesablanmıĢ yeni baza inflyasiya göstəricisi məcmu inflyasiyanın trendini adekvat xarakterizə edir. Bu səbəbdən hər iki göstəricidən siyasət qərarları verilərəkən istifadə olunması və ictimaiyyətlə kommunikasiyada istinad kimi qəbul olunması məqsədəuyğun olardı. NƏTİCƏ Ortamüddətli dövrdə Azərbaycan Mərkəzi Bankı inflyasiyanın hədəflənməsi rejiminə keçmə niyyətini nəzərə alaraq, məqalədə hədəf roluna seçilməyə güclü namizəd olan üç inflyasiya göstəricisinə baxılır: məcmu inflyasiya, baza inflyasiya və yeni baza inflyasiya. Statistik təhlillər və testlər göstərir ki, baza inflyasiya göstəricilərinin orta qiymətləri məcmu inflyasiyanın orta qiymətindən statistik baxımdan fərqlənmir və eyni zamanda daha az volatildirlər. Bu səbəbdən, baza inflyasiya göstəricilərinin hədəf kimi istifadəsi daha məqsədəuyğun sayıla bilər. Sonrakı qiymətləndirmələr və testlər göstərir ki, yeni baza inflyasiya məcmu inflyasiyanın trendini daha yaxĢı izah edir. Ġnflyasiyanın proqnozlaĢdırılmasına gəldikdə isə, uzunmüddətli dövrdə yeni baza inflyasiya göstəricisi mövcud baza inflyasiya göstəricisindən üstündür. Lakin, qısamüddətli dövrdə yeni baza inflyasiya bu üstünlüyünü itirir. Nəzərə alsaq ki, Mərkəzi Bankın mandatı müvəqqəti xarakter daĢımayan inflyasiyadır, siyasət qərarlarının qəbul olunması zaman yeni baza inflyasiya göstəricisinə üstünlük verilməsi arzuolunandır. Baza inflyasiya göstəricisinin siyasət hədəfi kimi Mərkəzi Bankın öhdəliyi olaraq qəbul edilməsinin məqsədəuyğun olmasına baxmayaraq, ictimaiyyətlə kommunikasiyada mümkün anlaĢılmazlıqları aradan qaldırmaq üçün məcmu inflyasiyanın siyasət hədəfi kimi qəbul edilməsi zərurəti yaranır. Bununla belə baza inflyasiya göstəricisinin dəyiĢikliyinə reaksiyanın verilməsi və ictimaiyyətlə kommunikasiya zamanı ümumi inflyasiya ilə yanaĢı bunun da qeyd edilməsi daim diqqətdə saxlanmalıdır.
Bernanke, B.S, Laubach, T., Mishkin, F.S and Posen, A. S, 1999, Inflation Targeting: Lessons from
da Silva Filho, T.N.T and Figueiredo, F.M.R, 2011, "Has Core Inflation Been Doing a Good Job in Brazail?", RBE, vol. 65, No. 2, pp 207-233
32
Holden, R., 2006, "Measuring Core Inflation", Reserve Bank of New Zealand Bulletin, 69(4), pp. 5-11 Kim, C.J and Nelson, C.R, 2000, State Space Models with Regime Switching: Classical and Gibbs- Sampling Approaches with Applications, The MIT Press Kirker, M., 2011, "A Bayesian Dynamic Factor Model of New Zealand's Core Inflation", Reserve Bank of New Zealand, WP Kose, A., Otrok, C. and Whiteman, C., 2003, "International Business Cycles: World, Region, and Country-specific factors", American Economic Review, vol. 93, No. 4, pp. 1216-1239 Otrok ,C. and Whiteman, C., 1998, "Bayesian Leading Indicators: Measuring and Predicting and Measuring Economic Conditions in Iowa", International Economic Reveiw, Vol. 39, No. 4 Stock, J. H. and Watson, M. W., 1998, "Diffusion Indexes", NBER working paper, No. 6702 Tekatli, N., 2010, "A New Core Inflation Indicator for Turkey", Central Bank Review, vol. 10, pp. 9-21 Wynne, M. A, 2008, "Core Inflation: A Review of Some Conceptual Issues", Federal Reserve Bank of St Louis Reveiw, 90 (3, Part 2), pp. 205-228 Yüklə 0,5 Mb. Dostları ilə paylaş:
|