СУДАЛГААНЫ АЖИЛ

ВАЛЮТЫН ХАНШНЫ ИНФЛЯЦИД ҮЗҮҮЛЭХ НӨЛӨӨ: БҮТЦИЙН ВЕКТОР АВТОРЕГРЕСС ХАНДЛАГА1

Д. Ган-Очир, Монголбанкны МБСГ-ын эдийн засагч*

Улаанбаатар хот

2007 оны 10-р сар 1 Энэхүү судалгааг гүйцэтгэхэд үнэтэй санал, зөвлөмж өгсөн Б.Лхагважав (МБ-ны МБХ-ийн ахлах эдийн засагч)-д талархал илэрхийлье. *Уг судалгааны ажилд дурьдагдах санал, дүгнэлт зөвхөн хувь судлаачийн байр суурийг илэрхийлэх болно.

ХУРААНГУЙ Энэхүү судалгааны ажлаар валютын ханшны өөрчлөлтийн инфляцид үзүүлэх нөлөөг 2000 оны 6 дугаар сараас 2007 оны 9 дүгээр сарын хоорондох тоон өгөгдлөөр судаллаа. Судалгааны хүрээнд валютын ханш, инфляцид нөлөөлөгч хүчин зүйлсийг тодорхойлох болон мөнгөний бодлогын шилжих механизмын валютын ханшны сувгийг шалгах гэсэн дэд зорилтууд тавигдсан. Судалгаанд эмпирик загвар болох McCarthy (2000) анх боловсруулж, энэ төрлийн олон судалгаанд өргөн ашиглагддаг вектор авторегресс (VAR) хандлагад суурилан өөрийн орны онцлогийг тусгасан бүтцийн вектор авторегресс (SVAR) загварыг боловсруулан ашиглалаа. Хүчин зүйлсийн харилцан нөлөө, хамаарлын хүчийг тодорхойлохдоо импульсийн хариу үйлдлийн функц болон вариац задаргааг ашигласан. Судалгааны чухал үр дүнгүүд дараахь байдалтай гарсан. 1) төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлт инфляцид 4-7 сарын хоцролттойгоор нөлөөлдөг. 2) Инфляцид валютын ханшнаас гадна бензины үнийн өсөлт богино хугацаанд буюу 1-2 сарын хоцролттойгоор нөлөөлдөг. 3) Төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшид зэсийн үнийн үнийн өөрчлөлт 7-12 сарын хоцролттой, М1 мөнгө 4-11 сарын хоцролттой нөлөөлдөг. 4) мөнгөний бодлогын шилжих механизмын валютын ханшны суваг сонгодог утгаараа ажиллахгүй, харин мөнгөний бодлогын хүү эцсийн зорилго болох инфляцид дараахь байдлаар сувгуудаар нөлөөлж байж болохоор байна. i) мөнгөний бодлогын хүү М1 мөнгө Инфляци, ii) мөнгөний бодлогын хүү

М1 мөнгө Ханш → Инфляци. → →

→ →

- 2 -

I. УДИРТГАЛ 1990-ээд оноос хойш аж үйлдвэржсэн орнуудад инфляци буурсаар байхад ажилгүйдэл нь буурах хандлага ажиглагдсан. Цөөнгүй улс орнуудад энэхүү инфляцийн бууралтаас үүдэн инфляци болон эдийн засгийн үйл ажиллагааны хоорондын хамаарал алдагдсан тул эдийн засагчид энэхүү ер бусын үзэгдлийг тайлбарлах хүчин зүйлсийг хайж эхэлсэн. Ихэнхи судлаачид энэхүү үзэгдлийг 1997-1998 оны Азийн хямрал болон импортын барааны үнийн дефляци, валютын ханшны чангаралтаар тайлбарласан байдаг. Энэ үеэс валютын ханш, импортын барааны үнийн инфляцид үзүүлэх нөлөөг судлах асуудал чухлаар тавигдах болсон гэж үздэг. Валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөг тодорхойлох нь мөнгөний бодлогын шийдвэр гаргалтанд чухал мэдээлэл болдог 2 . Манай орны мөнгөний бодлого нь үндэсний мөнгөн тэмдэгтийн дотоод болон гадаад тогтвортой байдлыг хангах болон эдийн засгийн өсөлтийг дэмжихэд чиглэгддэг. Иймээс валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө нь мөнгөний бодлогын шилжих механизмын хувьд чухал үзүүлэлт болдог. Монгол улсын эдийн засаг нээлттэй болсноор инфляци гадаад үнийн шок буюу валютын ханшны сулралт/чангаралт, импортын барааны үнийн өөрчлөлтөөс хамаарахгүй тогтвортой байх боломжгүй болсон. Өөрөөр хэлбэл, валютын ханшны сулралт эсвэл чангаралт нь зөвхөн импортын эцсийн барааны дотоодын үнийг өөрчлөхөөс гадна, импортоор орж ирдэг түүхий эдийн үнэд нөлөөлөх замаар дотоодод үйлдвэрлэгдэх эцсийн бараа, үйлчилгээний үнэд нөлөөлдөг. Иймд төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны өөрчлөлтийн инфляцид үзүүлэх нөлөөг тодорхойлох нь мөнгөний бодлогын шилжих сувгийг тодорхой болгоход чухал ач холбогдолтой. Нөгөө талаар инфляцийг онилох мөнгөний бодлогын арга хэлбэрийн нэг үндсэн шинж нь ирээдүйг харсан мөнгөний бодлогын шийдвэр юм. Инфляцийг онилох мөнгөний бодлогын арга хэлбэр нь төв банкуудаас инфляцийн таамаглал зорилтод түвшингээс зөрөх тохиолдолд түүнд шуурхай хариу үйлдэл үзүүлэхийг шаарддаг.3 Монгол улс жижиг нээлттэй эдийн засаг тул валютын ханш нь инфляци, түүний хүлээлтэнд хүчтэй нөлөө үзүүлэх боломжтой. Монголбанк ойрын жилүүдэд инфляцийг онилох мөнгөний бодлогын арга хэлбэрт шилжих боломжийг судалж буй өнөө үед валютын ханшны өөрчлөлтийн инфляцид үзүүлэх нөлөөг судлах нь ханшны өөрчлөлтийн инфляцид нөлөөлөх хугацааны хоцролт, түүний эрч хүчийг тодорхойлох, мөн инфляцийг онилох мөнгөний бодлогын арга хэлбэр дэх мөнгөний бодлого, валютын ханшны үүргийг үнэлэн тогтооход чухал ач холбогдолтой юм. Энэхүү судалгааны ажлын зорилго нь төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны өөрчлөлтийн инфляцид үзүүлэх нөлөөг тодорхойлоход оршино. Энэ хүрээнд дараахь дэд зорилтуудыг тавьсан. Үүнд:

2 Ихэнхи инфляцийг онилох мөнгөний бодлогын арга хэлбэрт шилжсэн орнуудын хувьд валютын ханш, импортын барааны үнэ нь инфляцийн хөдөлгөөнийг урьдчилж таамаглах гол хүчин зүйл болдог. 3 Төв банкууд инфляцийг таамаглахдаа янз бүрийн хэрэгслүүдийг ашигладаг буюу бүтцийн макро эдийн засгийн болон богино хугацааны загварууд, хөрөнгийн үнэ болон хөтөч үзүүлэлтүүд (leading indicators) зэргийг ашигладаг. Монголбанк 2006 оноос “Инфляцийг таамаглах хураангуй загвар”-ыг боловсруулан хөгжүүлж байна.

- 3 -

• Төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөг тодорхойлох, инфляцид нөлөөлөгч бусад хүчин зүйлсийг илрүүлэх;

• Төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшид нөлөөлөгч хүчин зүйлсийг илрүүлэх;

• Мөнгөний бодлогын шилжих механизмын валютын ханшны сувгийг шалгах буюу мөнгөний бодлогын хүүний өөрчлөлтийн валютын ханшаар дамжин инфляцид үзүүлэх нөлөөг тодорхойлох.

Эдгээр зорилтуудыг судлах үүднээс судалгаанд McCarthy (2000)-ын вектор авторегресс (VAR) арга зүйг суурь болгон өөрийн орны онцлогийг тусгасан бүтцийн вектор авторегресс (SVAR) загварыг боловсруулж ашигласан. Загварын үнэлгээнд 2000.06-2007.09 хоорондох тоон мэдээллийг ашигласан. SVAR загварыг үнэлсний дараагаар судалгааны ажлын зорилтуудыг шоконд үзүүлэх хариу үйлдлийн функцийг тооцох замаар судалсан. Харин вариац задаргааг тайлбарлагч хүчин зүйлс хамаарах хувьсагчийн өөрчлөлтийн хэдэн хувийг тайлбарлаж байгааг тодорхойлоход ашигласан. Судалгааны 2 дугаар хэсэгт сэдвийн судлагдсан байдлыг авч үзсэн. 3 дугаар хэсэгт валютын ханшны дамжих нөлөө, түүнд нөлөөлөгч хүчин зүйлс болон дамжих нөлөө улс орнуудын хувьд яагаад ялгаатай байдгийг тайлбарласан. 4 дүгээр хэсэгт McCarthy (2000)-ын вектор авторегресс (VAR) арга зүйд суурилан SVAR загварыг өөрийн орны онцлогийг тусгасан буюу нийлүүлэлтийн шок, эрэлтийн шок, валютын ханшны өөрчлөлт болон инфляцийг оруулсан байдлаар тодорхойлж, шинжилгээнд хэрхэн ашиглахыг тайлбарласан. 5 дугаар хэсэгт тус судалгаанд ашиглагсан тоон үзүүлэлтүүд, түүний эх сурвалж болон статистик шинжийг авч үзсэн. Мөн SVAR загварын хариу үйлдлийн функц болон вариац задаргааны үр дүнгүүдийг ашиглан судалгааны зорилтуудыг судалсан. 6 дугаар хэсэгт судалгааны үр дүнгүүдийг нэгтгэн дүгнэсэн. II. СЭДВИЙН СУДЛАГДСАН БАЙДАЛ Валютын ханшны дотоодын үнэд үзүүлэх нөлөөг онолын болон эмпирик түвшинд судалсан олон тооны судалгааны ажлууд хийгдсэн бөгөөд эдгээрийг Goldberg болон Knetter (1997) нар тоймлон судалсан байдаг. Эдгээр судалгааны ажлын ихэнхи нь өндөр хөгжилтэй улс орнуудад хийгдсэн байдаг. Тэд валютын ханшны дотоодын үнэд үзүүлэх нөлөөг ерөнхийд нь 3 ангилалд хуваасан. Үүнд:

1. Валютын ханшны тухайн нэг салбарын импортын барааны үнэд үзүүлэх нөлөөг шалгасан судалгааны ажлууд (Feinberg (1989) болон Goldberg (1995));

2. Валютын ханшны нийт импортын барааны үнэд үзүүлэх нөлөөг шалгасан судалгааны ажлууд (Hooper & Mann (1989) болон Campa & Goldberg (2002));

3. Валютын ханшны бөөний барааны үнийн индекс (WPI) болон хэрэглээний барааны үнийн индекс (CPI)-т үзүүлэх нөлөөг шалгасан судалгааны ажлууд (Woo (1984), Feinberg (1986, 1989), Parsley болон Popper (1998), McCarthy (2000), Papel (1994), Heng (1999), болон King (1998));

- 4 -

Goldfajn болон Werlang (2000) нар 71 орны pаnel өгөгдөл ашиглан судлаад валютын ханшны дотоодын үнэд үзүүлэх нөлөө нь эдийн засгийн мөчлөг, бодит валютын ханшны тэнцвэрээсээ зөрөх анхны зөрүүний хэмжээ, инфляцийн анхны түвшин болон эдийн засгийн нээлттэй байдал зэргээс хамааралтай болохыг харуулсан байдаг. Burstein, Eichebaum болон Rebelo (2002) нар валютын ханш нь өндөр девaльвацтай байдаг 9 орон (Финлянд, Швед, Мексик, Солонгос, Тайланд, Малайз, Филлипин, Индонез болон Бразил)-ны инфляцийг судлаад валютын ханшны хэрэглээний үнэд үзүүлэх нөлөө нь сул байдгийг харуулсан. Сүүлийн үед McCarthy (2000)4 валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөг вектор авторегресс (VAR) хандлагаар үзүүлэлтүүдийн харилцан нөлөөллийг Cholesky задаргаа ашиглан судалсан нь бусад судлаачид валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөг судлахад түгээмэл ашиглагдаж байна. Тухайлбал, Bhundia (2002) Хойд Африкын хувьд, Leigh болон Rossi (2002) Туркийн хувьд, Rabanal болон Schwartz (2001) Бразилийн хувьд, Zulfiqar болон Sarder (2004) Пакистаны хувьд энэхүү аргачлалаар валютын ханшны дотоодын үнэд үзүүлэх нөлөөг судалсан байдаг. Bhundia (2002) Хойд Африкт валютын ханшнаас дотоодын инфляцид үзүүлэх нөлөө сул бөгөөд валютын ханшны сулралтаас үүдэлтэй инфляци үйлдвэрлэлийн дунд шатанд ажиглагддаг, гэхдээ үйлдвэрлэгчийн үнийн шок нь хэрэглээний барааны үнэд хүчтэй нөлөөлдөг болохыг харуулсан. Түүнчлэн тэрээр тус шилжих нөлөө нь бодит шокоос илүүтэй нэрлэсэн шоконд илүү хүчтэй байгааг тодорхойлсон. Leigh болон Rossi (2002)-ын үр дүн нь (i) валютын ханшнаас инфляцид үзүүлэх нөлөө нь 1 жилийн турш үргэлжлэх хэдий ч эхний 4 сардаа илүү хүчтэй байдаг. (ii) валютын ханшнаас бөөний барааны үнийн индекс (БҮИ)-т үзүүлэх нөлөө нь ХҮИ-т үзүүлэх нөлөөнөөс илүү хүчтэй байна. (iii) валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөллийн коэффициентийн үнэлгээнд суурилсан инфляцийн таамаглал нь зөвхөн үнийн өөрчлөлтийн талаарх ерөнхий мэдээллийг л өгдөг. Rabanal болон Schwartz (2001) Бразилийн хувьд 18 сарын дараа валютын ханшны анхны шокын 2/3 нь БҮИ-т, 2/9 нь ХҮИ-т шилждэг буюу БҮИ-т үзүүлэх нөлөө нь ХҮИ-т үзүүлэх нөлөөтэй харьцуулахад хүчтэй болохыг харуулсан. Zulfiqar болон Sarder (2004)-ын үр дүн нь (i) валютын ханшны дотоодын үнэд үзүүлэх нөлөө сул; (ii) валютын ханшны БҮИ-т үзүүлэх нөлөө нь ХҮИ-т үзүүлэх нөлөөнөөс хүчтэй; (iii) валютын ханшны дотоодын үнэд үзүүлэх нөлөө 12 сар үргэлжлэх хэдий ч нөлөө нь эхний 4 сардаа илүү хүчтэй байдаг. (iv) валютын ханшны дотоодын үнэд үзүүлэх нөлөө нь валютын ханшны цэвэр хөвөгч тогтолцоонд шилжсэнээс хойш суларсан болохыг харуулсан.

4 McCarthy (2000) валютын ханшны өөрчлөлт болон импортын барааны үнийн хэлбэлзлийн дотоодын үйлдвэрлэгч болон хэрэглээний үнийн индекст үзүүлэх нөлөөг аж үйлдвэржсэн OECD-ын 6 орны 1976.01-1998.04 хоорондох мэдээллийг ашиглан шинжилсэн. Импульсийн хариу үйлдлийн функц болон вариац задаргаа нь валютын ханшны дотоодын үнэнд үзүүлэх нөлөө Бреттон-Вуудсын хэлэлцээрийн дараа дундаж түвшинд байгааг харуулсан. Мөн тэрээр импортын эзлэх хувь буюу эдийн засгийн нээлттэй байдлын зэрэг өндөртэй улс орнуудын хувьд валютын ханшны дотоодын үнэнд үзүүлэх нөлөө илүү хүчтэй байгааг харуулсан.

- 5 -

Kim (1998) вектор хэлбэрт алдаа залруулах загвар (VECM) ашиглан АНУ-д валютын ханш нь урт хугацаанд үйлдвэрлэгчийн үнийн индекс (PPI)-т сөрөг нөлөөтэй болохыг харуулсан бөгөөд тус ажилд богино хугацааны хамаарал болон бодлоготой холбоотой зүйлсийг авч үзээгүй. Dellmo (1996) Шведийн өгөгдөл дээр судлаад импортын барааны ХҮИ-т үзүүлэх нөлөө харьцангуй сул байдгийг харуулсан бөгөөд үүнийг Швед жижиг, нээлттэй эдийн засагтай гэдгээр тайлбарласан байдаг. Валютын ханшны дотоодын үнэд нөлөөлөхгүй байх шалтгааныг зарим судалгааны ажлуудад онцлон тайлбарласан байдаг. Krugman (1986) АНУ-ын импортын барааны үнэ валютын ханшны өөрчлөлтийг бүрэн тусгахгүй байгааг гадаадын нийлүүлэгчдийн зах зээл дээрх үнэ бүрдэлтээр тайлбарласан. Өөрөөр хэлбэл, гадаадын нийлүүлэгчид зах зээлд эзэлсэн байр сууриа хэвээр байлгах зорилгоор импортын барааны үнээ өөрчлөгддөггүй бөгөөд оронд нь ашгийн зөрүүгээ бууруулдаг явдал гэж үзсэн байдаг. Burstein, Eichebaum болон Rebelo (2002) нар валютын ханшны сулралтын дотоодын үнэд нөлөөлөхгүй байгааг түгээлтийн зардлын бууралт болон импортын барааг чанар муутай дотоодын бараагаар орлуулах байдалтай холбон тайлбарласан байдаг. Манай орны хувьд валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөг судалсан дараахь судалгааны ажлууд байдаг. Л.Даваажаргал (2002) инфляци нь ханш, дэлхийн зах зээлийн үнээс хүчтэй, мөнгөний нийлүүлэлтээс сул хамааралтай байгааг хамгийн бага квадратын арга ашиглан харуулсан. Гэхдээ хувьсагчдын бүтцийн тогтворгүй байдлын улмаас манай улсын инфляцийн тодорхойлогчийг тайлбарлаж буй энэ аргыг маш болгоомжтой ашиглах хэрэгтэй гэж дүгнэсэн. Н.Ургамалсувд (2003) инфляци болон валютын ханшны хооронд урт хугацааны хамаарал байгааг харуулсан. Гэхдээ динамик харьцангуй богино байгаа нь үнэлэгдсэн коинтэгрэшн тэгшитгэлийн серийн корреляцийг арилгахад хангалтгүй байгаа тул үр дүнг тооцоо, төлөвлөлтөнд ашиглах нь учир дутагдалтай гэж үзсэн. А.Хулан (2004) “Одоогийн байдлаар Монгол улсын нийт импортын 10 хүрэхгүй хувийг эзлэх еврогоор төлбөр хийгдсэн бараа бүтээгдэхүүний үнэ нь зах зээлийн үнэд нөлөөлөх замаар инфляцид нөлөөлж байна гэж хэлэх боломжгүй. 2000 оноос 2004 оны импортын мэдээнд үндэслэн хийсэн корреляцийн шинжилгээ ч энэ дүнг баталлаа” гэж дүгнэсэн. Л.Даваажаргал (2005) ам.доллартай харьцах төгрөгийн ханшны суваг хэрэглээний бараа үнийн барааны индескт 3 сарын дараа нөлөөлж эхлэн 5-6 сарын дараа нөлөө нь хамгийн их түвшинд хүрч байгааг харуулсан. А.Хулан (2005) ам.доллартай харьцах төгрөгийн ханшийн хөдөлгөөн 1-3 сарын хоцрогдолтойгоор инфляцид нөлөөлж байгааг харуулсан. III. ВАЛЮТЫН ХАНШНЫ ДАМЖИХ НӨЛӨӨ, ТҮҮНД НӨЛӨӨЛӨГЧ ХҮЧИН ЗҮЙЛС Валютын ханшны өөрчлөлт нь дотоодын инфляцид шууд ба шууд бус сувгаар дамжин нөлөөлдөг (Зураг 1). Шууд сувгийн нөлөө нь: валютын ханшны өөрчлөлт нь импортын эцсийн хэрэглээний бараа ба импортын түүхий эд, тоног төхөөрөмжийн үнийн өөрчлөлтөөр дамжин дотоодын үнэд нөлөөлдөг. Үндэсний валют болох төгрөгийн ханш сулрах нь гадны үнийг шууд хүлээн авагч Монгол шиг жижиг орны хувьд импортын барааны дотоодын үнийг өсгөх, харин чангарах нь импортын барааны дотоодын үнийг бууруулж байдаг. Үндэсний валютын ханшны сулралтаас

- 6 -

үүдэн импортын түүхий эд материал, тоног төхөөрөмжийн зардал өссөнөөр үйлдвэрлэлийн ахиу зардал өсч, энэ нь дотоодод үйлдвэрлэгдэх бараа үйлчилгээний үнэ өсөхөд нөлөөлдөг. Зураг 1. Валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө -

Монголын экспортын эрэлт өснө

Импортын түүхий эдийн төгрөгөөр илэрхийлэгдэх үнэ өснө

Үйлдвэрлэлийн зардал өснө

Импортын эцсийн хэрэглээний барааны төгрөгөөр илэрхийлэгдэх үнэ өснө

Орлуулах бүтээгдэхүүн болон экспортын төгрөгөөр илэрхийлэгдэх үнэ өснө

Дотоодын инфляци өснө

- Зах зээлийн бүтэц - Үнийн бодлого - Бүтээгдэхүүн орлуулалт - ХҮИ-т импортын барааны эзлэх хувь

- Нийт эрэлтийн тодорхой бус байдал

- Валютын ханшны бодлогын давамгайлах хэлбэр

- Инфляцийн орчин

Шууд нөлөө Шууд бус нөлөө

Төгрөгийн сулралт

Шууд бус сувгийн нөлөө нь: Төгрөгийн ханшны сулралт нь цэвэр экспортод нөлөөлж, улмаар нийт эрэлтийн өөрчлөлтөөр дамжин дотоодын үнэд нөлөөлдөг буюу инфляци өсөх дотоод эдийн засгийн дарамтыг бий болгодог. Мөн импортын бараа, бүтээгдэхүүнтэй өрсөлдөгч пүүсийн хувьд гадаадын өрсөлдөгч пүүс ашгийн зөрүүгээ хэвээр байлгах үүднээс үнээ өсгөх тохиолдолд дотоодын үнээ мөн даган

- 7 -

өсгөх хариу үйлдэл үзүүлдэг. Валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөний хүч болон хурд нь хэд хэдэн хүчин зүйлсээс буюу зах зээлийн бүтэц, үнийн бодлого, ерөнхий инфляцийн орчин, хэрэглээний үнийн индекс тооцох бараа, үйлчилгээний сагс дахь импортын барааны эзлэх хувь зэргээс хамаардаг. Валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө яагаад сул, хүчтэй байдаг талаар дараахь хэсэгт авч үзье. Валютын ханшны өөрчлөлтийн дотоодын үнэд үзүүлэх нөлөө улс орнуудад яагаад ялгаатай байдгийг авч үзвэл: Том эдийн засгийн хувьд ханшны сулралтын дотоодын үнэд үзүүлэх нөлөө нь дэлхийн үнийн бууралт (дэлхийн эрэлт бага байсантай холбоотой)-тай холбоотойгоор сул хэмжигддэг. Харин жижиг эдийн засгийн хувьд валютын ханшны сулралт нь дэлхийн үнэд нөлөө үзүүлэхгүй тул валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө нь бүрэн илэрдэг гэж үздэг. Иймд жижиг эдийн засагт валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө илүү хүчтэй байдаг гэж үздэг. Сүүлийн үеийн судалгаануудад валютын ханшны өөрчлөлтөнд хариу үйлдэл үзүүлэх зорилгоор пүүсүүд нэгж бүтэгдэхүүний үнэ болон нэгж хөдөлмөрийн зардлын зөрүү (markup)-нд зохицуулалт хийж байгаа эсэхийг шалгах болсон. Энэ төрлийн судалгааны онолын суурийг Dornbusch (1987) гаргасан бөгөөд тэрээр аж үйлдвэрийн зохион байгуулалтын загвар ашиглан валютын ханшны өөрчлөлтийн зах зээлийн төвлөрлийн байдал, импортлох хандлага, импортын болон дотоодын барааны орлуулалтанд үзүүлэх нөлөөг тайлбарласан байдаг. Эдгээр хүчин зүйлсийг ашиглан Feinberg (1986, 1989) АНУ болон Германы хувьд судлаад аж үйлдвэржсэн буюу зах зээлийн төвлөрөл багатай импортлох хандлага өндөртэй улсын хувьд валютын ханшны дотоодын үйлдвэрлэгчийн үнэд үзүүлэх нөлөө хүчтэй байгааг харуулсан. Goldberg болон Knetter (1997) илүү сегментлэгдсэн аж үйлдвэртэй орны хувьд валютын ханшны импортын барааны үнэд үзүүлэх нөлөө сул байдгийг харуулсан. Эдгээр үр дүнгүүдэд суурилан дараахь дүгнэлтийг хийж болохоор байна. Хэрвээ тухайн улсын эдийн засагт импортын эзлэх хувь нь импортлох хандлагыг сайн төлөөлдөг гэвэл импортын эзлэх хувь өндөртэй улсад валютын ханш болон импортын барааны үнийн өөрчлөлтийн дотоодын үнэд үзүүлэх нөлөө хүчтэй байдаг. Өөрөөр хэлбэл, тухайн улсын эдийн засагт импортын эзлэх хувь өсөхийн хэрээр валютын ханш болон импортын барааны дотоодын үнэд үзүүлэх нөлөө нэмэгдэж, түүний хэлбэлзлийг тайбарлахад чухал үүрэгтэй болдог. Зах зээлд үнэ тогтоох зарчмыг ашиглан Mann (1986) ханшны дамжих нөлөөнд зарим макро эдийн засгийн хувьсагчид нөлөөлж болохыг харуулсан. Үүний нэг нь валютын ханшны хэлбэлзэл гэж үзсэн. Ханшны хэлбэлзэл өндөр байх нь импортлогчид үнээ өөрчлөхдөө илүү хашир болох, ашгийн зөрүүний зохицуулалт хийхэд бэлэн байдаг тул валютын ханшны инфляцид дамжих нөлөөг бууруулдаг гэж үзсэн. Wei болон Parsley (1995), Engel болон Rogers (1998) нар энэхүү таамаглалыг салбарын болон бүтээгдэхүүний түвшинд эмпирик аргаар шалган энэ таамаглалыг нотолсон байдаг. Иймээс ханшны хэлбэлзэл өндөртэй оронд ханшны дамжих нөлөө сул байдаг байна. Хэрвээ пүүсүүд валютын ханш эсвэл импортын үнийн шок удаан үргэлжилнэ гэж хүлээж байвал тэд хариу үйлдэл үзүүлэхдээ шоконд дүйцэхүйц хэмжээнээс илүү

- 8 -

хэмжээгээр үнээ өөрчлөх хандлагатай байдаг. Энэ нь ханш болон импортын үнийн дамжих нөлөөг нэмэгдүүлдэг. Иймд валютын ханш болон импортын үнийн өөрчлөлт нь удаан үргэлжилдэг улс орнуудад валютын ханш, импортын үнийн дамжих нөлөө хүчтэй байдаг. Mann (1986)-ын авч үзсэн бас нэг макро эдийн засгийн үзүүлэлт бол нийт эрэлтийн тодорхой бус байдал юм. Нийт эрэлтийн муруй валютын ханшны өөрчлөлтэй холбоотойгоор шилжилт хийх нь төгс бус өрсөлдөөний орчинд импортлогчийн ашгийн зөрүүг өөрчлөх тул ханшны дамжих нөлөө сулардаг. Хэрвээ энэ таамаглал үнэн бол нийт эрэлт (үүнийг ДНБ-ий алдагдлаар хэмжиж болно) нь өндөр хэлбэлзэлтэй байдаг улсын хувьд ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө сул байхад хүрнэ. Taylor (2000) валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө нь эдийн засагт ерөнхийдөө инфляцийн орчин зонхилж байгаа эсэхээс хамаардаг болохыг харуулсан. Өөрөөр хэлбэл, өндөр инфляцитай үед валютын ханшны шок нь хүлээлтээр дамжин инфляцид үзүүлэх нөлөө нь илүү хүчтэй байдаг байна. MacCarthy (2000) импортын эзлэх хувь өндөр, удаан үргэлжилдэг, бага хэлбэлздэг валютын ханштай, ДНБ-ний хэлбэлзэл нь бага бөгөөд өрсөлдөх чадвар султай улс орнуудад валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө хүчтэй байдгийг харуулсан байдаг. Манай орны эдийн засаг жижиг нээлттэй, эдийн засагт импортын эзлэх хувь харьцангуй өндөр (ДНБ-нд эзлэх хувь 46.8%, ХҮИ-ийн сагсын 55% нь импортын бараа байдаг), ханшны хэлбэлзэл багатай, ДНБ-ий алдагдлын хэлбэлзэл харьцангуй бага зэргээс валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө харьцангуй хүчтэй байх урьдчилсан төлөв ажиглагдаж байна. IV. ЗАГВАР БОЛОН АРГА ЗҮЙ 4.1 Бүтцийн вектор авторегресс загвар Энэ хэсэгт бүтцийн вектор авторегресс (SVAR) арга зүйг товч авч үзье.5 SVAR-ын бүтэц нь дараахь байдалтай байна. 1n× хувьсагчдийн векторыг tx -ээр, 1n× векторын тэг дундажтай бүтцийн шок (ижил цаг хугацааны хамааралгүй алдаа)-ыг

гэж тэмдэглэе. Загварын илэрхийллийг хялбарлчлах үүднээс загварын сул гишүүнийг орхиж,

tup -р эрэмбийн бүтцийн вектор авторегресс загварыг дараахь

байдлаар бичиж болно.

( ) t tB L x u= [1] t tEu u D′ =

0, 0t t sEu u s+′ = ∀ ≠

5 SVAR загварын талаарх илүү дэлгэрэнгүйг Hamilton (1994) номноос харах боломжтой.

- 9 -

энд эхний ( 1).... ,t p T= − − p түүврийг 1....p 0x x− + гэж үзнэ. tx - макро эдийн засгийн хувьсагчдын вектор, - хугацааны хоцролтын оператор, - (L ( )B L p )-р эрэмбийн хугацааны хоцролтын функц буюу 2

0 1 2( ) ... ppB L B B L B L B L= − − − − . 0B - нэгж бус

матриц бөгөөд диагоналийн элементүүд 1 байхаар нормчлогдсон матриц. Энэ матриц нь загвар дахь хувьсагчдын хоорондын ижил цаг хугацаа (contemporaneous)-ны хамаарлыг нэгтгэсэн матриц бөгөөд 0B матриц нь ихэнхдээ хязгаарлалт тавигдсан байдаг. 0B матрицад ямар нөхцлийг хангахаар хязгаарлалт тавидаг тухай дараахь хэсэгт авч үзье. SVAR загвар нь шууд ажиглагдахгүй боловч багасгасан хэлбэрийн VAR загвар нь SVAR-ыг илэрхийлж чаддаг. Багасгасан хэлбэрийн VAR загвар:

( ) tA L x tε= буюу 10( ) ( )t tA L x B B L x tε−= =

[2] t tEε ε ′ = Ω 0, 0t t sE sε ε +′ = ∀ ≠

энд ( ) 1 2

0 1 2( ) ... ppA L B B L I A L A L A L−= = − − − − бөгөөд 1

0t tB uε −= . Багасгасан хэлбэрийн VAR загварын үлдэгдэлд ижил цаг хугацааны хамаарал байгаа (энэ нь эдийн засгийн бүтэцтэй холбоотойгоор илэрдэг буюу хувьсагчдад гарах өөрчлөлт нь бүгд нэг шокын гарал үүсэлтэй байж болно) буюу үлдэгдлийн ковариц матриц болох ( )t tE ε ε ′ = Ω нь диагональ бус байдаг. Энэ тохиолдолд VAR загварыг ашиглан хариу үйлдлийн функц тооцож, шинжилгээ хийх нь учир дутагдалтай буюу хамаарал нь буруу тодорхойлогдоно. Иймд ижил цаг хугацааны хамаарлыг засах буюу үлдэгдлийн ковариц матрицыг диагональ болгох хязгаарлалтыг SVAR загварын 0B матрицад 0tu B tε= байхаар буюу t tEu u D′ = (диагональ матриц) байхаар тавидаг 6 . Өөрөөр хэлбэл, SVAR загвараар шинжилгээ хийхдээ эхлээд багасгасан хэлбэрийн VAR загварыг үнэлж, дараагаар нь нэмж хязгаарлалт тавих замаар хариу үйлдлийн функц болон вариац задаргааг тооцдог.

0B матрицад хязгаарлалт тавигдсанаар багасгасан VAR-ын шок ( tε ) нь бүтцийн шок ( ) болж тодорхойлогддог. tu Ω -ийн утгыг [2]-т харуулсан багасгасан хэлбэрийн 6 -г квадрат матриц гэвэл T ( )( )1 1T T− − ′ = Ω ( 1

tT Eε− = гэж үзвэл) гэдгээс T T гэсэн нэгж

матриц үүснэ. Хэрвээ , энд

I′Ω =

0T AB= A -диагональ матриц, 0B - диагональ нь 1-ээс байхаар

нормчлогдсон нэгж бус матриц байна. Иймд A диагональ матриц гэдгээс T матрицыг 0B -д хуваасан

матриц нь диагональ матриц байх буюу 1 1 1 10 0( ) ( ) ( )B T T B A A− − − −′ ′ ′= нөхцөл хангагдана.

1tT Eε− = гэдгээс нөхцөл хангагдах буюу 1 1

0 0( ) ( )( )t tE B B A Aε ε − −′ ′ ′= 0tu B tε= гэдгээс 1 1

0 0( ) ( ) ( )( )t t t tE u u E B B A A Dε ε − −′ ′ ′ ′= = = болно. Учир нь A матриц диагональ гэдгээс ( )t tE u u′ матриц диагональ байна.

- 10 -

VAR загварын үнэлгээнээс олдог. Хэрвээ 0B болон A матрицад хүрэлцээтэй

хязгаарлалт тавигдсан бол ( )( ) ( )( ) ( )( )1 1 1 1AB AB T T− − − −′ ′= = Ω тэгшитгэлээс 0B болон

A матрицыг тодорхойлж болно. Систем хувьсагчтай гэвэл n 0B болон A матрицын чөлөөний зэрэг нь байна. 2n SVAR загвар үнэлэгдэхийн тулд загвар нь яг тодорхойлогдсон болон илүү тодорхойлогдсон байхыг шаарддаг. Загвар яг тодорхойлогдох зайлшгүй нөхцөл нь

0B болон D матрицын нийт (нийлбэр) параметрын тоо нь матриц дахь параметрын тоотой тэнцүү байх явдал юм. Өөрөөр хэлбэл, багасгасан хэлбэрийн загвараас бүтцийн параметрүүдийг гаргаж авах боломжтой байх ёстой гэдэгтэй холбоотой юм. Энэ нь дарааллын нөхцөл (order condition) буюу экзоген хувьсагчийн тоо нь эндоген хувьсагчийн тооноос илүү байх ёстой. Харин SVAR загварын хувьд ранг нөхцөл хангадахад маш хүнд бөгөөд ихэнх судалгаануудад энэ нөхцөл хангагдана гэсэн таамаглал ашигладаг. Эндээс багасгасан хэлбэрийн болон бүтцийн загварын хоорондын хамаарал дараахь байдлаар тодорхойлогдоно:

Ω

[3] ( ) ( )1 1

0 0B D B− − ′Ω = Загвар яг тодорхойлогдсон байхын тулд 0B болон D матрицын нийт (нийлбэр)

тооны элементийг багасгасан VAR-аас тодорхойлж болдог байхыг шаарддаг.

матриц

22n n−

Ω( 1

2n n + ) параметртэй гэдгээс, 0B болон D матрицуудад нийт

(нийлбэр) 22n n− − ( 1)n n + 2 хязгаарлалт тавих ёстой болно. SVAR загварын талаарх судалгаануудад D диагональ матрицад ( 1n n )− хязгаарлалт тавих стандарт нөхцөл

тавидаг. Мөн 0B матрицад нэмэлт ( 1)2

n n − хязгаарлалт тавихыг шаарддаг7.

Эдгээр хязгаарлалтууд нь 0B матрицын диагоналийн гаднах элементүүд тэгтэй тэнцүү байхаар буюу нэг хувьсагчийн бусад хувьсагчид үзүүлэх ижил цаг хугацааны хамааралд нь хязгаарлалт тавина. Өөрөөр хэлбэл, хоёр хувьсагчийн хооронд ижил цаг хугаацааны хамаарал байхгүй бол тэдгээрийн харгалзах матриын элементэд 0 гэх байдлаар хязгаарлалтыг тавина. Зарим судалгаанд Ω -ын Cholesky задаргааг түгээмэл ашигладаг буюу энэ хязгаарлалт нь хувьсагчдын эрэмблэлийг эндоген шинжээр нь зааж өгдөг ( 0B матриц нь доод гурвалжин хэлбэрийн матриц байна). Үүнийг давтагдах VAR (recursive VAR) гэж нэрлэдэг. Өөр нэг арга нь илүү нарийвчлан тодорхойлогдсон буюу эдийн засгийн онолд суурилан хязгаарлалт тавидаг арга юм.

7 нь симметр матриц тул Ω ( 1) 2n n + ялгаатай үл мэдэгдэх элементүүдийг агуулах бөгөөд

0B матрицад хамгийн багадаа ( 1)n n − 2 тооны хязгаарлалт тавигдах ёстой болно.

- 11 -

Үүнийг бүтцийн вектор авторегресс (SVAR) гэдэг бөгөөд энэ аргыг тус судалгаанд ашиглана. SVAR загварыг тодорхойлоход ашиглаж буй хязгаарлалтууд нь бүрэн тодорхойлогдсон макро эдийн засгийн загварт суурилан тавигдахыг чухалчилдаг. Гэхдээ практик дээр энэ байдал хэрэгжих нь ховор бөгөөд маш энгийн хандлагаар буюу эдийн засгийн онолтой ерөнхийдөө нийцтэй, судалгааны зорилтод чиглэсэн байхаар хязгаарлалтуудыг тавидаг. Ерөнхийдөө SVAR загварыг эдийн засгийн онолуудтай нийцтэй загварын динамик хариу үйдлийг судлахад илүүтэй ашиглагддаг. Гэхдээ 0B матрицад урт ба богино хугацааны хязгаарлалт тавигддаг бөгөөд энэ хязгаарлалт нь тухайн үзүүлэлтүүдийн хоорондох хамаарал нь урт эсвэл богино хугацаанд илэрдэг талаарх эдийн засгийн онолын тайлбарт үндэслэн тавигддаг. Яг тодорхойлогдсон SVAR загварын хувьд jA (багасгасан VAR загварын)-д хязгаарлалт тавидаггүй бөгөөд энгийн 2 алхамт хамгийн их үнэний хувь бүхий арга (maximum likelihood)-ыг ашиглан үнэлдэг. Ийнхүү үнэлхдээ бүтцийн алдаануудыг хамтын хэвийн (jointly normal) тархалттай гэж таамагладаг. 4.2 Валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөг шалгах SVAR загвар McCarthy (2000) болон бусад судалгаануудын давтагдах VAR загварт дараахь 6 хувьсагчийг оруулсан байдаг: шатахууны үнийн инфляци (олон улсын нийлүүлэлтийн шокыг төлөөлж); аж үйлдвэрийн бүтээгдэхүүн, индекс болон ДНБ-ий алдагдал (эрэлтийн шокыг төлөөлж); М1 эсвэл М2 мөнгө; нэрлэсэн валютын ханш; бөөний үнийн индекс (БҮИ), түүгээр тооцогдох инфляци; ХҮИ, түүгээр тооцогдох инфляци. Эдгээр судалгаанд үлдэгдлийн коварицын матриц ( Ω )-ын Cholesky задаргааг ашиглаж, VAR-ийн үлдэгдлээс бүтцийн шокыг тодорхойлж импульст үзүүлэх хариу үйлдлийн функц болон вариац задаргааг тооцсон байдаг. Харин манай судалгаанд бүтцийн вектор авторегресс (SVAR) загвар ашиглах тул McCarthy (2000), бусад судалгаанууд болон өөрийн орны онцлогийг тусган загварын системд дараахь нийлүүлэлтийн шок, эрэлтийн шок, бодит болон нэрлэсэн үзүүлэтүүдийг оруулах нь зүйтэй гэж үзлээ. Үүнд: oil

tΠ - шатахууны үнийн жилийн өөрчлөлт (нийлүүлэлтийн шок), - зэсийн үнийн жилийн өөрчлөлт (эрэлтийн шок), - мөнгөний бодлогын хүү (долоо хоногийн хугацаатай ТБҮЦ-ны хүү),

coppertΠ

ti ty - ДНБ-ий алдагдал (эрэлтийн шок), 1tMΔ - M1 мөнгөний жилийн өөрчлөлт, teΔ - нэрлэсэн валютын ханшны жилийн өөрчлөлт, - ХҮИ-ээр тооцсон жилийн инфляци.

CPItΠ

- 12 -

Харин SVAR загварыг [4]-[10]-т харуулсан байдлаар тодорхойллоо. [4] 1[ ]oil oil oil

t t tE tε−Π = Π + [5] 1[ ]copper copper copper

t t t tE ε−Π = Π +

[6] 1[ ] it t ti E i tε−= +

[7] 1 1 2[ ] copper i yt t ty E y α ε α ε−= + + +ε

[8] 11 1 2 3 41 [ 1 ] oil copper y i M

t t t t t t tM E M β ε β ε β ε β ε ε Δ−Δ = Δ + + + + +

[9] 11 1 2 3 4 5[ ] oil copper i y M e

t t t t t t t t te E e λ ε λ ε λ ε λ ε λ ε εΔ Δ−Δ = Δ + + + + + +

[10] 11 1 2 3 4[ ]CPI CPI oil y M e CPI

t t t t t t t tE γ ε γ ε γ ε γ ε εΔ Δ−Π = Π + + + + +

Энд t нь 1 сарыг төлөөлөх бөгөөд нь t-1 үе дэх боломжит мэдээлэлд суурилсан хувьсагчийн талаарх хүлээлтийг илэрхийлнэ. Тус судалгаанд [4]-[10] тэгшитгэлүүд дэх тухайн хүлээлтийг төлөөлөх хувьсагчдыг загварт тодорхойлогдсон 7 хувьсагчийн өнгөрсөн хугацааны хоцролтууд гэж таамаглана.

1[ ]tE −

[4]-[10]-т тодорхойлсон SVAR загвар нь Монголын хувьд эдгээр хүчин зүйлсийн хооронд богино хугацааны ижил цаг хугацааны хамаарал байдаг эсэхээр нь эдийн засгийн онолын үндэслэлтэйгээр хязгаарлалт тавьж байгуулсан загвар юм. SVAR загварыг [4]-[10] байдлаар өөрийн орны онцлогийг тусган дараахь таамаглалыг иш үндэс болгон байгуулсан болно. [4] буюу шатахууны үнийн тэгшитгэл нь загварт нийлүүлэлтийн шокыг илэрхийлэх бөгөөд үнэ нь гадаад зах зээл болон дотоодын шатахуун борлуулах компаниудын үйл хөдлөлөөс хамаардаг тул түүнд дотоод эдийн засгийн хүчин зүйлс нөлөөлөхгүй, зөвхөн өнгөрсөн үеийнх нь утга, санамсаргүй шок нөлөөлнө гэж үзсэн. Загварт шатахууны үнийн өөрчлөлт нь валютын ханш болон инфляцид нөлөөлөхөөр орсон. Учир нь шатахууны үнэ өсөх нь импортын барааны үнийг өсгөх тул дотоод эдийн засаг дахь гадаад валютын эрэлтийг нэмэгдүүлэх замаар валютын ханшид нөлөөлөхөөр, харин инфляцид нийлүүлэлтийн шок хэрхэн нөлөөлж байгааг тодорхойлох загварт оруулсан. [5] буюу зэсийн үнийн тэгшитгэл нь гадаад зах зээлийн дотоод эдийн засагт үзүүлэх нөлөөг төлөөлөх бөгөөд зэсийн үнэ дэлхийн зах зээл дээр тодорхойлогдох тул түүнд дотоод эдийн засгийн хүчин зүйлс нөлөөлөхгүй, зөвхөн өнгөрсөн үеийнх нь утга, санамсаргүй шок нөлөөлнө гэж үзсэн. Загварт зэсийн үнийн өөрчлөлт экспортын орлогод нөлөөлөх тул эдийн засгийн нийт эрэлт (ДНБ-ий алдагдал)-нд нөлөөлөхөөр, мөн экспортын орлого өөрчлөгдөх нь дотоод эдийн засаг дахь гадаад валютын нийлүүлэлтийг өөрчлөх тул валютын ханшид нөлөөлөхөөр загварт оруулсан. [6] буюу мөнгөний бодлогын хүүний тэгшитгэл нь загварт мөнгөний бодлогын нөлөөг шалгах буюу мөнгөний бодлогын валютын ханшны сувгийг шалгах

- 13 -

зорилгоор загварт орсон.8 Гэхдээ загварт тус хүүний өөрчлөлт нь бусад макро эдийн засгийн үзүүлэлтүүдээс хамаарахгүй байхаар авсан. Учир нь одоогоор Монголбанк мөнгөний бодлогын хүүний дүрмийг ашиглахгүй байгаа9. Иймд мөнгөний бодлогын хүүнд гарсан өөрчлөлт валютын ханшны сувгаар буюу валютын ханш болон ДНБ-ны алдагдлаар дамжин инфляцид нөлөөлж буй эсэхийг шалгах зорилгоор загварт ДНБ-ий алдагдал, валютын ханшид нөлөөлөхөөр оруулсан. [7] буюу ДНБ-ий алдагдлын тэгшитгэл нь загварт эдийн засгийн эрэлтийн талыг төлөөлж орсон. ДНБ-ий алдагдлын тэгшитгэл нь IS муруй байдлаар загварт тодорхойлогдох бөгөөд мөнгөний бодлогын хүү болон зэсийн үнийн өөрчлөлтөөс хамаарахаар авсан. Учир нь мөнгөний бодлогын хүү өсөх нь эдийн засаг дахь ерөнхий хүүний түвшинг өсгөж, улмаар бодит хүү өсч дотоодын үйлдвэрлэл буурах бол дэлхийн зах зээл дээрх зэсийн үнэ өсөх нь экспортын орлогын өсөлтөөр дамжин эдийн засгийн өсөлтийг бий болгоно. Харин загварт ДНБ-ий алдагдал нь мөнгөний тэгшитгэлд эдийн засгийн хэмжээг төлөөлж, валютын ханшны тэгшитгэлд эрсдлийн өгөөж (risk premium)-ийг төлөөлж, харин инфляцийн тэгшитгэлд дотоод эдийн засгийн инфляцийн дарамтыг илэрхийлэх байдлаар орсон. [8] буюу мөнгөний өсөлтийн тэгшитгэл 10 нь загварт мөнгөний эрэлт байдлаар тодорхойлогдсон. Өөрөөр хэлбэл, түүнд мөнгөний бодлогын хүү болон ДНБ-ий алдагдал, шатахууны үнийн өөрчлөлт болон зэсийн үнийн өөрчлөлт нөлөөлөхөөр, харин загварт мөнгөний өсөлт нь валютын ханш болон инфляцид нөлөөлөхөөр орсон. Валютын ханшны тэгшитгэлд мөнгөний өсөлт орсон нь мөнгөний хандлагаар тайлбарлагдана, харин инфляцийн тэгшитгэлд мөнгөний гарал үүсэлтэй инфляци бий болж байгаа эсэхийг шалгах зорилгоор мөнгөний өсөлтийг оруулсан. Шатахуун, зэсний үнийн өөрчлөлт мөнгөний өсөлтөнд нөлөөлнө гэж үзсэн нь бусад энэ төрлийн судалгаанд тавигддаг нийтлэг хязгаарлалт бөгөөд манай эдийн засгийн хувьд эдгээр үнэд гарах өөрчлөлт нь эдийн засаг дахь орох, гарах мөнгөний урсгалаар дамжин мөнгөний өсөлтөнд нөлөөлөх талтай юм. [9] буюу валютын ханшны тэгшитгэл нь тухайн судалгааны зорилтууд болох валютын ханшид нөлөөлөгч хүчин зүйлсийг илрүүлэх, мөн мөнгөний бодлогын валютын ханшны сувгийг шалгах зорилгын хүрээнд тодорхойлогдсон. Өөрөөр хэлбэл, валютын ханшид мөнгөний бодлогын хүү (энэ нь хүүний тэнцвэр (UIP)-ийн онолоор тайлбарлагдана), дэлхийн зах зээл дээрх зэс болон шатахууны үнэ (эдгээр нь загварт худалдааны нөхцлийн индекс (term of trade)-ийг төлөөлнө, учир нь зэс нь эскпортын үнийг, шатахуун нь импортын үнийг төлөөлнө), ДНБ-ий алдагдал (сүүлийн үеийн судалгаанд эрсдлийн өгөөж (risk premium)-ийг ДНБ-ий алдагдлаар

8 Монголбанк 2007 оны 7 дугаар сараас 7 хоногтой ТБҮЦ-ны хүүг мөнгөний бодлогын хүү байхаар зарласан. 9 Гэхдээ Монголбанкны зүгээс эдийн засгийн нөхцөл байдалд хариу үйлдэл үзүүлэх зорилгоор мөнгөний бодлогын хүүг банк, санхүүгийн болон макро үзүүлэлтүүдийн өөрчлөлтийг харгалзан өөрчлөх эсэх шийдвэрээ гаргаж байна. 10 Мөнгөний өсөлтийг М1 мөнгөний өсөлтөөр төлөөлүүлсэн бөгөөд Л.Даваажаргал (2006)-ын инфляцид М2 мөнгөнөөс илүүтэй М1 мөнгө нөлөөтэй, Д.Ган-Очир (2006)-ын М1 мөнгөний эрэлт нь орлого, хүүнээс хамаарч тодорхойлогдож, М1 мөнгө инфляцид илүү нөлөөлдөг байхаар байна гэсэн судалгааны үр дүнгүүдийг харгалзсан болно.

- 14 -

төлөөлүүлж байгаа), М1 мөнгөний өсөлт (валютын ханшны мөнгөний талын хандлагыг илэрхийлж)11 нөлөөлөхөөр загварт оруулсан. [10] буюу инфляцийн тэгшитгэл нь тухайн судалгааны үндсэн зорилго болох валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө, инфляцид нөлөөлөгч хүчин зүйлсийг илрүүлэх зорилгын хүрээнд тодорхойлогдсон. Өөрөөр хэлбэл, инфляцид нийлүүлэлтийн шок болох шатахууны үнийн өсөлт, эрэлтийн шок буюу дотоодын эдийн засгийн дарамтыг илэрхийлэх ДНБ-ий алдагдал, мөнгөний хурдацтай өсөлтөөс мөнгөний гарал үүсэлтэй инфляци үүсэх тул мөнгөний өсөлт болон валютын ханш нөлөөлөхөөр загварт оруулсан. [4]-[10]-т харуулсан SVAR загварыг шууд үнэлэх боломжгүй (SVAR загвар нь шууд ажиглагдахгүй) тул 4.1 хэсэгт авч үзсэнчлэн багасгасан VAR загварыг үнэлж,

0B матрицад [4]-[10]-т харуулсан хамаарлын хязгаарлалтыг тавих ёстой болно. SVAR загварт дараахь хувьсагчид тодорхойлогдсон. Үүнд: [11] ( ), , , , 1, ,oil copper CPI

t t t t tx i y M e= Π Π Δ Δ Π

Тус судалгаанд ашиглагдах [4]-[10]-т харуулсан SVAR-ыг гаргахын тулд 0B матрицын элементүүдэд буюу хувьсагчдын хоорондын ижил цаг хугацааны хамааралд суурилан [12]-т харуулсан хязгаарлалт тавигдана (диагоналийн дээд элементүүд нь тэг болно). [12]-т харуулсан байдлаар 0B матрицад хязгаарлалт тавьснаар бүтцийн ковариацын матриц болох D -ыг диагональ гэж таамаглана. Энд тодорхойлогдож буй загвар нь илүү тодорхойлогдсон (over-identified) загвар буюу 0B матриц дахь хязгаарлалтын тоо нь яг тодорхойлогдсон загварын хязгаарлалтын тооноос 6-аар илүү байна. Гэхдээ SVAR загвар яг тодорхойлогдсон уу эсвэл илүү тодорхойлогдсон эсэхийг статистикийн хувьд авч үздэг.

[12] 0 00 42 43

0 0 0 051 52 53 540 0 0 0 061 62 63 64 650 0 0 071 74 75 76

10 10 0 10 1

1 11

0 0 1

oilt

coppert

t

t t

t

tCPIt

iB x b b y

b b b b Mb b b b b eb b b b

⎡ ⎤Π⎡ ⎤⎢ ⎥⎢ ⎥ Π⎢ ⎥⎢ ⎥⎢ ⎥⎢ ⎥⎢ ⎥⎢ ⎥= − − ⎢ ⎥⎢ ⎥⎢ ⎥⎢ ⎥− − − − Δ⎢ ⎥⎢ ⎥

− − − − − Δ⎢ ⎥⎢ ⎥⎢ ⎥⎢ ⎥− − − − Π⎢ ⎥⎣ ⎦ ⎣ ⎦

11 Б.Энххуяг (2004) ”Нийт мєнгє буюу М2-т гарах єєрчлєлт ханшны учир шалтгаан байж болно гэсэн дїгнэлт Гранжерийн тестийн їр дїнд хийгдэхээр байна. Энэ нь мєнгєний бодлогын дамжуулах сувгууд дотор ханшны суваг їїрэгтэй байж болохыг баталж байна” гэж дүгнэсэн.

- 15 -

SVAR загварыг үнэлэх эхний алхам нь багасгасан VAR-ыг үнэлэх бөгөөд 2 дахь алхам нь [12] хязгаарлалтыг тавьж үнэлэх буюу үл мэдэгдэх параметрүүдийг тодорхойлох явдал юм. Тухайн судалгааны хувьд

0ijb

0B матрицыг үнэлэхдээ бүтцийн хамтын алдааг нормал (multivariate normal) гэж таамаглан maximum likelihood аргаар үнэлэх болно. 4.3 Судалгааны зорилтуудад хүрэх аргачлал [12] хязгаарлалтыг тавьж үнэлсний дараагаар судалгааны ажлын зорилтуудыг судлах үүднээс дараахь үндсэн гол шинжилгээг SVAR-ын үнэлгээний тусламжтай гаргаж авна. Үүнд: • Валютын ханшны шок (1 стандарт алдаа)-нд инфляци ямар хариу үйлдэл

үзүүлж байгааг тооцох, ханшны инфляцид дамжих нөлөөний коэффициентийг тухайн цаг үеийн хэлбэрээр тооцох. Үүнтэй адилаар нөлөөлөгч хүчин зүйлсийн шоконд хамаарах хувьсагч ямар хариу үйлдэл үзүүлж байгааг судалгааны зорилтын хүрээнд судлах;

• Инфляцийн өөрчлөлтийн хэдэн хувийг валютын ханшны өөрчлөлт тайлбарлаж

байгааг вариац задаргааг ашиглан тодорхойлох. Үүнтэй адилаар хамаарах хувьсагчийн өөрчлөлтийн хэдэн хувийг нөлөөлөгч хүчин зүйлс тайлбарлаж байгааг судалгааны зорилтын хүрээнд тодорхойлох.

Хариу үйлдлийн функц болон вариац задаргааг ашиглан судалгааны зорилтуудыг дараахь байдлаар судална. Үүнд: Валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөг шалгах, инфляцид нөлөөлөгч бусад хүчин зүйлсийг илрүүлэх. Валютын ханшны шоконд инфляцийн үзүүлж буй хариу үйлдлийг статистикийн хувьд хүлээж авах боломжтой байгаа эсэхийг 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд хувьсагч бүрийн хувьд шалгана. Хугацааны хоцролт болон нөлөөллийн хүч нь дээр тодорхойлсон аргачлалтай адил зарчмаар тодорхойлогдоно. Мөн , гэсэн сувгуудыг шалгах болно. copper CPIyΠ → →Π 1copper CPIy MΠ → →Δ →Π Валютын ханшид нөлөөлөгч хүчин зүйлсийг илрүүлэх. [9] буюу валютын ханшны тэгшитгэл дэх нөлөөлөгч хүчин зүйлсийн шоконд валютын ханшны үзүүлж буй хариу үйдлийг статистикийн хувьд хүлээж авах боломжтой байгаа эсэхийг 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд хувьсагч бүрийн хувьд шалгана. Харин нөлөөллийн цаг хугацааны хоцролт нь тухайн хүчин зүйлийн статистикийн хувьд ач холбогдолтой байгаа хугацааны хоцролтууд байх болно. Нөлөөллийн хүч нь ач холбогдолтой байгаа цаг хугацааны хоцролтууд дээрх хариу үйлдлийн коэффициент болон вариац задаргаанд эзлэх хувийн жингээр хэмжигдэнэ. Дэлхийн зах зээл дээрх зэс болон шатахууны үнийн өөрчлөлт валютын ханш, улмаар инфляцид ямар нөлөө үзүүлж байгааг судална. Өөрөөр хэлбэл, ,oil copper CPIeΠ Π →Δ →Π сувгийг, мөн

, гэсэн сувгуудыг шалгах болно. copper y eΠ → →Δ 1copper y MΠ → →Δ →Δe

- 16 -

Мөнгөний бодлогын шилжих механизмын валютын ханшны сувгийг шалгах нь. Мөнгөний бодлогын шилжих механизмыг Зураг 2-т харууллаа. Харин валютын ханшны сувгийг бүдүүн зураасаар тэмдэглэв. Мөнгөний бодлогын хүү өсөх нь эдийн засаг дахь ерөнхий хүүг өсгөн улмаар дотоод, гадаад хүүний зөрүү өсч гаднаас валютын дотогшлох урсгал нэмэгдэнэ. Энэ нь гадаад валютын нийлүүлэлтийг нэмэгдүүлж, үндэсний валютын ханш сулрахад нөлөөлнө. Валютын ханш сулрах нь импортын барааны дотоодын үнэ өсөхөд нөлөөлөх замаар инфляцийг өсгөнө. Нөгөө талаар дотоодын бараа гадаадад хямдхан болох тул экспорт нэмэгдэж, улмаар нийт эрэлт өснө. Нийт эрэлтийн түвшинг дотоодын нийлүүлэлтийн боломж (потенциаль түвшин)- той харьцуулахад өндөр байвал энэ нь дотоодын инфляцийн дарамтыг бий болгодог. Жишээ нь, хөдөлмөрийн эрэлт нь нийлүүлэлтээсээ давсан буюу илүүдэл эрэлттэй байх нь цалингийн түвшнийг өсгөхөд хүрнэ. Цалин ийнхүү өссөн тохиолдолд пүүс энэхүү нэмэгдэл зардлыг хэрэглэгчдийн худалдан авах барааны үнэд шингээх тул үнэ (инфляци) өсдөг. Зураг 2. Мөнгөний бодлогын шилжих механизм

Банкны болон мөнгөний захын хүү

Хөрөнгийн үнүүд

Инфляцийн хүлээлт

Валютын ханш

Дотоод эрэлт (C+I+G)

Импортын барааны үнэ

Инфляци

Цэвэр гадаад эрэлт (NX)

Нийт эрэлт

Мөнгөний бодлогын хүү

Дотоодын инфляцийн дарамт

Иймд мөнгөний бодлогын шилжих механизмын валютын ханшийг сувгийг хариу үйдлийн функц болон вариац задаргаагаар дараахь сувгуудыг шалгах замаар тодорхойлсон. Үүнд: , . Мөн мөнгөний бодлогын хүүнд гарсан өөрчлөлт нь мөнгөний өсөлтөөр дамжин ханш, инфляцид үзүүлэх нөлөөг

, сувгаар шалгана.

CPIi y→ →Π CPIi e→Δ →Π

1 CPIi M e→Δ →Δ →Π 1 CPIi M→Δ →Π V. ЭМПИРИК СУДАЛГААНЫ ХЭСЭГ 5.1 Тоон үзүүлэлтүүд, тэдгээрийн статистик шинж Зарим судлаачид манай эдийн засгийн бүтцийн өөрчлөлттэй холбоотойгоор эдийн засгийн хамаарлууд 2000 оноос хойшхи тоон мэдээлэл дээр тод ажиглагддаг гэж

- 17 -

үздэг. Мөн ДНБ-ий улирлын тоо12 2000 оноос хойш ҮСГ-аас тооцон гаргаж байгаа учраас тухайн судалгаанд 2000 оны 6 дугаар сараас 2007 оны 9 дүгээр сарын хоорондын тоон мэдээлэл буюу нийт 88 түүвэр нэгж ашигласан. Тоон үзүүлэлтүүдийн тодорхойлолт, тэдгээрийн эх сурвалжийг Хавсралт 1-д дэлгэрэнгүй харуулав. SVAR загварыг үнэлэхийн өмнө үзүүлэлтүүдийн интеграцын зэрэг болон багасгасан VAR загварын хугацааны хоцролтыг тодорхойлох шаардлагатай. Системд тодорхойлогдсон үзүүлэлтүүдийн тогтвортой эсэхийг ADF (Augmented Dickey Fuller) нэгж язгуурын тестийг ашиглан шалгасан бөгөөд 10%-ийн ач холбогдлын түвшинд бүх үзүүлэлтүүд I(0) буюу тогтвортой байна. ADF тестийн үр дүнг Хавсралт 2-ын Хүснэгт 1-д харуулав. Багасгсан VAR загварыг 3 хугацааны хоцролттойгоор үнэлсэн. Оновчтой хугацааны хоцролтыг тодорхойлохдоо likelihood харьцааны тест (LR test), эцсийн таамаглалын алдаа (Final prediction error)-ны шалгуурт суурилсан бөгөөд үнэлгээний үлдэгдэл ( tε ) диагностик тестүүдийг хангаж байхыг мөн чухалчилсан. VAR (3) загвар тогтвортой нөхцлийг хангаж байгаа (нэгж тойргийн гадна язгуур байхгүй) бөгөөд үлдэгдлийн серийн корреляцийг 10 хүртэл хугацааны хоцролттойгоор шалгахад үлдэгдэлд серийн корреляци байхгүй гэсэн үр дүнг харуулсан. Эдгээр оновчтой хугацааны хоцролтын тест болон диагностик тестийн үр дүнг Хавсралт 2-ын Зураг 1 болон Хавсралт 2-ын Хүснэгт 2, 3-т харуулав. 5.2 SVAR загварын үнэлгээ, эмпирик үр дүнгүүд SVAR загварын үнэлгээ. [4]-[10]-т харуулсан SVAR загварын ([12]-т харуулсан байдлаарх) үнэлгээг Хүснэгт 1-д харуулав. Үнэлгээний дэлгэрэнгүй үр дүнг Хавсралт 3-т харууллаа. 0B матриц дахь хязгаарлалт илүү тодорхойлогдсон эсэхийг шалгахад илүү тодорхойлогдсон байхыг 10%-ийн ач холбогдлын түвшинд няцааж байна. Тестийн үр дүн загвар дахь хязгаарлалт илүү тодорхойлогдсон байхыг няцаах нь тухайн загварын хязгаарлалт эдийн засгийн өгөгдөлтэй нийцтэй байгааг харуулдаг. Иймд SVAR-ын хязгааралтыг [4]-[10]-т харуулсан байдлаар тодорхойлж, судалгааны зорилго болох валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөг цааш судалсан.

12 Тус судалгаанд улирлын ДНБ-ээс сарын ДНБ-ийг гаргахдаа сүүлийн үед гарч ирж буй шинэ арга болох State Space Model болон Калман фильтр (Kalman filter)-ийн аргаар тооцсон. Энэ арга нь эконометрик, статистик аргын хослол бөгөөд сүүлийн үед ДНБ-ий улирлын өгөгдлөөс сарын өгөгдөл гарган авах, үйлдвэрлэлийн зөрүү (output gap)-г тооцоход өргөн ашиглагдаж буй шинэлэг, ахисан түвшний арга юм.

- 18 -

Хүснэгт 1. Бүтцийн вектор авторегресс загварын үнэлгээ oil

tΠ coppertΠ ti ty 1tMΔ teΔ CPI

tΠ 1

0

1

0

0

1

0 -0.023 (0.030)

0.003 (0.003)

1

0.199 (0.081)

0.092 (0.047)

-0.007 (0.0027)

0.073 (0.185)

1

0.009 (0.009)

0.021 (0.005)

0.0004 (0.0003)

-0.015 (0.020)

-0.002 (0.013)

1

0B =

0.045 (0.027) 0 0 -0.073

(0.034) -0.034 (0.035)

0.433 (0.306) 1

Илүү тодорхойлогдсон (over-identified) хязгаарлалтыг шалгах тестийн дүн: буюу 10%-ийн ач холбогдлын түвшинд илүү тодорхойлогдсон гэсэн таамаглал

няцаагдаж байна.

2 (6) 10.11291χ =

( 0.1200)prob=

Тэмдэглэгээ: Түүвэр 2000 оны 6 дугаар сараас 2007 оны 9 дүгээр сар. Maximum likelihood үнэлгээний стандарт алдааг хаалтанд харуулав. Илүү тодорхойлогдсон (over-identified) эсэхийг LR (likelihood ratio) тестээр шалгасан. Тодруулсан коэффициент нь 10 %-ийн ач холбогдлын түвшинд тус хамаарлыг хүлээж авах боломжтой байгааг илэрхийлнэ. Хүснэгт 1-ээс харахад дэлхийн зах зээлийн зэсийн үнэ, M1 мөнгөний жилийн өөрчлөлт болон төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлтийн хооронд ижил цаг хугацааны хамаарал байгааг статистикийн хувьд харуулж байна. Мөн шатахууны үнийн жилийн өөрчлөлт нь инфляци болон М1 мөнгөний жилийн өөрчлөлттэй ижил цаг хугацааны хамааралтай байгааг статистикийн хувьд хүлээж авч болохоор байна. Мөнгөний бодлогын хүү өсөх нь М1 мөнгөний жилийн өөрчлөлттэй ижил цаг хугацааны хамааралтай байна. Эдгээр хамаарлын тэмдэг нь хүлээгдэж буй эдийн засгийн утгатайгаа нийцтэй байна. 0B матрицын үнэлэгдсэн коэффициентуудын стандарт алдаа харьцангуй бага байна. Зарим үзүүлэлтүүдийн хоорондын ижил цаг хугацааны хамаарлын тэмдэг онолын утгаасаа зөрж буй хэдий ч статистикийн хувьд хүлээж авах боломжгүй байна. SVAR загварын [4]-[10]-т харуулсан тэгшитгэлүүдийн хариу үйлдлийн функ болон вариац задаргааг тэгшитгэл бүрийн хувьд тооцон харгалзан Хавсралт 4, Хавсралт 5-д харууллаа. Валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөг шалгах нь. Валютын ханшны жилийн өөрчлөлтийн шоконд инфляцийн үзүүлж буй хариу үйлдлийн функцийг Зураг 3-т харууллаа. Зураг 3-аас харахад төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлтийн инфляцид үзүүлэх нөлөө хүчтэй бөгөөд валютын ханшны жилийн өөрчлөлт сулрах чиглэлд өөрчлөгдөх нь 20 сар буюу 1.5 жилийн турш

- 19 -

инфляцийг өсгөх чиглэлд нөлөөлөхөөр байна. Үүнээс 4-7 сарын хоцролт дээр 5 хувийн ач холбогдлын түвшинд статистикийн хувьд хүлээж авахуйц байдлаар нөлөөлдөг байна. Өөрөөр хэлбэл, ханшны сулралт 4 сарын дараагаас инфляцийг хөөрөгдөж эхлэн 5 сарын дараа нөлөө нь хамгийн их түвшинд хүрч 7 сарын дараагаас нөлөө нь статистикийн хувьд хүлээж авах боломжгүй болдог байна. Энэхүү үр дүн нь Л.Даваажаргал (2005), А.Хулан (2005) нарын судалгааны үр дүнтэй нийцтэй байна. Төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлт инфляцид 4-7 сарын хоцролттой нөлөөлж байгаа нь манай орны хувьд эцсийн хэрэглээний импортын бараа таталт, бараа худалдан авах гэрээ хэлэлцээрийн хугацаа болон импортын түүхий эд татагдаж ирээд үйлдвэрлэлээр орж эцсийн бүтээгдэхүүн болж хэрэглэгчдийн гар дээр очих хугацаа харьцангуй удаан байгаа зэрэгтэй холбоотой байж болох юм. Зураг 3. Хариу үйлдлийн функц: Төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлтийн шок (1 стандарт хазайлт)-нд инфляцийн үзүүлэх хариу үйлдэл

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24

Response of Inflation to StructuralOne S.D. annual changes in exchange rate

хоцролт, сараар

коэффи

циент

Валютын ханшны өөрчлөлт Инфляци →

Энэ төрлийн судалгаануудад валютын ханшны инфляцид дамжих нөлөөллийн коэффициент (pass-through)-ийг тооцдог 13 . McCarthy (2000)-д тодорхойлогдсон загварыг шууд үнэлэн өөрийн орны хувьд дамжих нөлөөллийн коэффициент тооцоход: 8 сарын хоцролт хүртэл дамжих нөлөө өсдөг бөгөөд валютын ханшны шок гарсны 6-8 сарын дараа тус шокын 40.0-52.0 хувь нь ХҮИ-т шилждэг гэсэн үр дүн харуулсан. Харин тус судалгааны эконометрик үнэлгээг логарифм 1-р эрэмбийн ялгавар авч болон шууд логарифм хэлбэрээр үнэлээгүй (өгөгдөл тогтворгүй байсан), харин 12 сарын өөрчлөлтөөр үнэлсэн тул дамжих нөлөөллийн коэффициентийг бусад

13 Тус коэффициентийг дараахь томъёогоор тооцдог. ,t t jPT + = , ,t t j t t jP E+ + энд , нь 1-р эрэмбийн ялгавар авсан хэлбэрт үнэлсэн бол харгалзан үнийн түвшин, валютын ханшны t болон t+j сарын хоорондын хуримтлагдах хариу үйлдэл, энгийн (level) хэлбэрт үнэлсэн бол харгалзан үнийн түвшин, валютын ханшны t болон t+j сарын хоорондын тухайн хугацааны агшин дахь хариу үйлдэл байдаг.

,t t jP + ,t t jE +

- 20 -

судалгаатай адил байдлаар тооцож, тайлбарлахгүй. Харин тухайн судалгаанд валютын ханшны жилийн сулралт/чангаралтын сарын өөрчлөлтийн инфляцид үзүүлэх нөлөөллийн коэффициентийг тухайн агшин дахь хариу үйлдлүүдийн хэмжээг нь харьцуулах замаар тооцсон бөгөөд үр дүнг Зураг 4-т харууллаа. Зураг 4. Ам.долларын төгрөгтэй харьцах ханшны жилийн өөрчлөлт 1 нэгжээр өсөхөд инфляцид үзүүлэх нөлөөллийн коэффициент

2.03

0

0.5

1

1.5

2

2.5

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

4-7 сарын хоцролт дээрх дундаж коэффициент

хоцролт, сараар

Энд нэг зүйл тодруулбал бусад орны ханшны инфляцид дамжих нөлөөллийг коэффициент нь ихэнхдээ 0-1 хооронд оршдог бөгөөд тухайн судалгаанд тооцогдож буй коэффициент нь энэ коэффициентээс ялгаатай болохыг анхаарах шаардлагатай. Учир нь дамжих нөлөөллийн коэффициент нь ханш 1 хувиар сулрах нь хэдэн хувийн инфляцийг бий болгохоор байгааг илэрхийлдэг бол манай судалгаанд тооцогдсон коэффициент нь ханшны жилийн өөрчлөлт 1 нэгжээр нэмэгдэх нь жилийн инфляцийг ямар хэмжээгээр өсгөхөөөр байгааг илэрхийлнэ. Манай орны хувьд тус коэффициент нь 1-12 сарын хугацааны хоцролт дээр 0.43-2.36 байхаар буюу харьцангуй өндөр үр дүн харуулж байна14. Харин валютын ханшны жилийн өөрчлөлт инфляцид 4-7 сарын хоцролт дээр статистикийн хувьд ач холбогдолтой тул эдгээр саруудад харгалзах дамжих нөлөөллийн дундаж коэффициентийг тооцоход 2.03 байхаар байна. Энэ нь өндөр үр дүн боловч манай эдийн засагт валютын ханшны жилийн өөрчлөлтийн сарын өөрчлөлт нь бага буюу ханшны хэлбэлзэл харьцангуй бага байдагтай холбоотой байгаагаар тайлбарлагдаж болох юм. Судлаачид нээлттэй, жижиг эдийн засагт ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө хүчтэй байдаг болон ханшны шок бага байх нь инфляцид үзүүлэх нөлөө хүчтэй байх нөхцөл болдгийг харуулсан байдаг. Манай орны хувьд валютын ханш инфляцид хүчтэй нөлөөтэй болохыг Зураг 5-аас харж болно.

14 Энэхүү үр дүнг Cholesky задаргааны болон Generalized хариу үйлдлийн функцийн үр дүнгүүд мөн адил харуулж байгаа.

- 21 -

Зураг 5. Жилийн инфляци болон валютын ханшны жилийн өөрчлөлтийн динамик

-.08

-.04

.00

.04

.08

.12

.16

.20

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

коэффи

циен

Ам.долларын төгрөгтэй харьцах ханшны жилийн өөрчлөлт

Жилийн инфляци

Тус судалгааны хамрах хугацаанд буюу 2000-2007 оны хооронд валютын ханшны жилийн өөрчлөлтийн сарын нэмэгдэх өөрчлөлт дунджаар 0.55 нэгж, үүнээс 1 нэгжээс илүү байсан шокууд (6 удаа л 1 нэгжээс илүү байсан)-ыг хасвал 0.3 нэгж байсан байна. Иймд валютын ханшны жилийн өөрчлөлт сарын 0.55 нэгжээр нэмэгдэх нь 4-7 сарын дараа жилийн инфляцийг 1.1 нэгжээр нэмэгдүүлэхээр, харин шокын өндөр өөрчлөлтийг тооцохгүй гэвэл дунджаар 0.3 нэгжээр нэмэгдэх нь 4-7 сарын дараа жилийн инфляцийг 0.6 нэгжээр нэмэгдүүлдэг байхаар тооцоо гарч байна. Харин валютын ханшны жилийн өөрчлөлтийн сарын буурах өөрчлөлт судалгааны хамрах хугацаанд дунджаар 0.57 нэгж, үүнээс 1 нэгжээс илүү байсан шокууд (8 удаа л 1 нэгжээс илүү байсан)-ыг хасвал 0.44 нэгж байсан байна. Иймд валютын ханшны жилийн өөрчлөлт сарын 0.57 нэгжээр буурах нь 5-6 сарын дараа жилийн инфляцийг 1.14 нэгжээр бууруулахаар, харин шокын өндөр өөрчлөлтийг тооцохгүй гэвэл дунджаар 0.44 нэгжээр нэмэгдэх нь 5-6 сарын дараа жилийн инфляцийг 0.88 нэгжээр бууруулдаг байхаар тооцоо гарч байна. Хариу үйлдлийн функц нь валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөөг илэрхийлэх боловч валютын ханшны шок инфляцийн өөрчлөлтийг тайлбарлахад хэр чухал нөлөөтэй байгааг илэрхийлдэггүй. Иймд тайлбарлагч үзүүлэлтүүдэд гарах шок инфляцийн өөрчлөлтийн хэдэн хувийг тайлбарлаж байгааг буюу аль үзүүлэлт нь илүү чухал нөлөөтэй байгааг шалгах зорилгоор вариац задаргааг авч үздэг. Инфляцийн вариацын валютын ханшны жилийн өөрчлөлтөөр тайлбарлагдах хэсгийг Хүснэгт 2-т хугацааны хоцролтоор харууллаа.

- 22 -

Хүснэгт 2. Жилийн инфляцийн вариацын валютын ханшны жилийн өөрчлөлтөөр тайлбарлагдах хэсэг

Хугацааны хоцролт

Валютын ханшны тайлбарлах хувь

Хугацааны хоцролт

Валютын ханшны тайлбарлах хувь

1 2.00 9 19.03 2 1.80 12 18.76 3 4.23 15 17.37 4 7.33 18 15.71 5 13.31 21 14.49 6 16.88 24 14.39

9 сарын хоцролт хүртэл валютын ханшны жилийн өөрчлөлтийн шокын инфляцийн вариацыг тайлбарлах хувь өсч цааш нь тайлбарлах чадвар нь буурдаг байна. Харин 5-6 сарын хоцролт дээр статистикийн хувьд ач холбогдолтой нөлөөлдөг тул валютын ханш жилийн өөрчлөлтийн шок нь инфляцийн вариацын 13.3-16.9 хувийг тайлбарладаг байна. Энэ нь валютын ханшны жилийн өөрчлөлт бусад инфляцид статистикийн хувьд ач холбогдолтой нөлөөлж буй хүчин зүйлстэй харьцуулахад хамгийн өндөр хувийг тайлбарлаж байна. Өөрөөр хэлбэл, инфляцийг таамаглах гол хүчин зүйл нь валютын ханшны хөдөлгөөн байхаар байна. Инфляцийн вариацын дийлэнх хэсгийг өөрийнх нь инерци тодорхойлж байгаа (39.8-91.1 хувь) бөгөөд бензины үнийн шок 12.6 хувийг нь тайлбарлаж байна (Хавсралт 5). Эдгээрээс нэгтгэн хэлэхэд төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлт инфляцийг тайлбарлах гол хүчин зүйл төдийгүй инфляцид хүчтэй, статистикийн хувьд ач холбогдолтой нөлөөлдөг байна. Ханшны жилийн өөрчлөлт энэ сард 0.4 нэгжээр нэмэгдэх нь 4-7 сарын дараа жилийн инфляцийг 0.8 нэгжээр өсгөдөг байна. Инфляцид нөлөөлөгч бусад хүчин зүйлсийг тодорхойлох. Нөлөөлөгч хүчин зүйлсийн шоконд жилийн инфляци ямар хариу үйлдэл үзүүлж байгааг Хавсралт 4-ийн D хэсэгт харууллаа. Хариу үйлдлийн функцийн үр дүнгээс харахад:

• Бензины үнийн жилийн өсөлтийн шок нь эдийн засаг өргөн хэрэглээний бараа үйлчилгээний үнийг хөөрөгддөг болохыг 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд хүлээж авч болохоор байна. Өөрөөр хэлбэл, бензины үнийн жилийн өсөлт энэ сард нэмэгдэх нь 1 сарын дараа жилийн инфляцийг өсгөж эхлэн 2 сарын дараа нөлөө нь хамгийн их түвшинд хүрч 3 сарын дараа нөлөөгүй болдог байна (Зураг 6). Бензины үнийн шок инфляцид харьцангуй хурдан нөлөөлж байгаа нь бензины үнийн өсөлт нь тээвэр, цахилгааны үнийг шууд өсгөх тул эдгээр орцын үнээс эцсийн бүтээгдэхүүн, үйлчилгээний үнэ нь хамаарч бүрддэг бүхий л бараа, үйлчилгээний үнэ дагаж өсөхөд хүрдэгтэй холбоотой юм.

• М1 мөнгөний жилийн өсөлт нэмэгдэх нь мөнгөний гарал үүсэлтэй

инфляцийг бий болгож байгаа эсэхийг шалгахад 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд хүлээж авах боломжгүй. Гэхдээ М1 мөнгөний жилийн өсөлт

- 23 -

нэмэгдэх нь 4 сарын дараагаас инфляцийг өсгөж эхлэн 1 жил буюу 12-13 сарын дараа нөлөө нь хамгийн их түвшинд хүч 2 жил хүртэл хугацаанд анхы шокын нөлөө хадгалагддаг бөгөөд инфляцийн вариацыг тайлбарлах хувь хамгийн өндөр байгааг анхаарах шаардлагатай (Зураг 6).

Зураг 6. Хариу үйлдлийн функц: Бензины үнэ, М1 мөнгөний жилийн өөрчлөлтийн шок (1 стандарт хазайлт)-нд валютын ханшны үзүүлэх хариу үйлдэл

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

5 10 15 20

Response of INF to Petrol price

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

5 10 15 20

Response of INF to M1 money

Response to Structural One S.D. Innovations ± 2 S.E.

коэффи

циент

Бензины үнэ→ Инфляци

M1 мөнгө→ Инфляци

сараар сараар

• ДНБ-ий алдагдал эерэг чиглэлд өсөх нь инфляци өсөх дотоод эдийн засгийн

дарамт болж байгаа эсэхийг шалгасан. Манай эдийн засаг сүүлийн 5 жил харьцангуй өндөр хурдацтай өсч ирсэн нь эдийн засаг халж инфляцийн дотоодын дарамтыг бий болгож байгаа гэсэн таамаглал 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд батлагдахааргүй үр дүн харуулж байна. Гэхдээ ДНБ-ий алдагдал нэмэгдэх нь 9 сарын дараагаас инфляцийг өсгөж эхлэн 14 сарын дараа нөлөө нь хамгийн их түвшинд хүрч 20 сар хүртлэх хугацаанд анхны шокын нөлөө нь хадгалагддаж байгааг анхаарах шаардлагатай.

Хариу үйлдлийн функцийг ашиглан бензины үнийн жилийн өөрчлөлтийн жилийн инфляцид үзүүлэх нөлөөллийн коэффициентийг тооцож Зураг 7-д харууллаа. Манай орны хувьд тус коэффициент нь 1-12 сарын хугацааны хоцролт дээр 0.04-0.98 байхаар багаа бөгөөд бензины үнийн жилийн өөрчлөлт жилийн инфляцид 2 сарын хоцролт дээр статистикийн хувьд ач холбогдолтой тул энэ сард харгалзах нөлөөллийн коэффициент нь 0.18 байхаар байна. Өөрөөр хэлбэл, энэ сард бензины үнэ үнийн жилийн өсөлт өмнөх сараас 4 нэгжээр нэмэгдэх/буурах нь 2 сарын дараа жилийн инфляцийг 0.72 нэгжээр өсгөх/бууруулахаар байна.

- 24 -

Зураг 7. Бензины үнийн жилийн өөрчлөлт нэмэгдэх (1 нэгж)-ийн жилийн инфляцид үзүүлэх нөлөөллийн коэффициент

0.18

0.00

0.100.20

0.300.40

0.50

0.600.70

0.800.90

1.00

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

хоцролт, сараар

Инфляцийн вариац задаргааг Хавсралт 5-д хугацааны хоцролтоор харуулсан. Инфляцийн өөрийнх нь инерци түүний өөрчлөлтийн дийлэнх хэсгийг тодорхойлдог бөгөөд хугацааны эхний үед тайлбарлах хувь нь өндөр, хугацаа уртсах тусам тайлбарлах хувь нь буурч, харин валютын ханш, М1 мөнгөний өөрчлөлтийн тайлбарлах хувь нь нэмэгддэг байна. Харин шатахууны үнийн хувьд хугацааны богино хоцролт дээр инфляцийн өөрчлөлтийг тайлбарлах чадвар нь өндөр байж, хугацаа уртсах тусам тайлбарлах хувь нь буурч байна. Хугацааны хоцролт уртсахад М1 мөнгөний өөрчлөлт нь инфляцийн өөрчлөлтийг тайлбарлахад чухал үүрэгтэй буюу 18-24 сарын дараа нийт инфляцийн вариацын 24.6-26.0 хувийг тайлбарлаж байна. Өөрөөр хэлбэл, инфляцид шатахууны үнийн шок богино хугацаанд, валютын ханшны шок дунд хугацаанд, М1 мөнгөний өсөлтийн шок харьцангуй урт хугацаанд нөлөөлж, түүний өөрчлөлтийг тайлбарлахаар байна. Гэхдээ М1 мөнгөний нөлөөг статистикийн хувьд шууд хүлээж авах боломжгүй байгаа.

copper CPIyΠ → →Π сувгийг шалгахад зэсийн үнийн өсөлт хурдсах нь эдийн засгийн өсөлтийг бий болгож, бодит ДНБ-ийг боломжит түвшингээс нь давах нөхцөл 6-18 сарын хоцролттой, харин ДНБ-ий алдагдал өсөх нь инфляцийг хөөрөгдөх нөлөө 9-20 сарын хоцролттой байхаар байна. Энэ сувгийн хамаарлын тэмдэг хүлээгдэж буй утгатайгаа нийцтэй байгаа хэдий ч сувгийн нөлөөг 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд хүлээж авах боломжгүй байна.

1copper CPIy MΠ → →Δ →Π сувгийг шалгахад нөлөө 6-18 сарын хоцролттой,

copper yΠ →

1y M→Δ нөлөө 1-4 сарын хоцролттой, нөлөө 4-24 сарын хоцролттой байхаар байна. Энэ сувгийн хамаарлын тэмдэг хүлээгдэж буй утгатайгаа нийцтэй байгаа хэдий ч сувгийн нөлөөг статистикийн хувьд 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд хүлээж авах боломжгүй байна.

1 CPIMΔ →Π

- 25 -

Валютын ханшид нөлөөлөгч хүчин зүйлсийг илрүүлэх. Нөлөөлөгч хүчин зүйлсийн шоконд валютын ханшны жилийн өөрчлөлт ямар хариу үйлдэл үзүүлж байгааг Хавсралт 4-ийн C хэсэгт харууллаа. Хариу үйлдлийн функцийн үр дүнгээс харахад:

• Зэсийн үнийн жилийн өсөлт хурдсах нь дотоод эдийн засаг дахь гадаад валютын нийлүүлэлтийг нэмэгдүүлж төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханш чангарах нөхцөл болж байгааг 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд статистикийн хувьд хүлээж авч болохоор байна. Өөрөөр хэлбэл, зэсийн үнийн жилийн өсөлт энэ сард өсөх нь 7 сарын дараа төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлтийг чангаруулж эхлэн 10-11 сарын дараа нөлөө нь хамгийн их түвшинд хүрч 12 сарын буюу 1 жилийн дараа нөлөөгүй болж байгаа үр дүнг статистикийн хувьд харуулж байна. Энэхүү нөлөө нь харьцангуй хүчтэй байна (Зураг 8). Зэсийн үнийн өөрчлөлтийн валютын ханшид үзүүлэх нөлөө харьцангуй удаан буюу 7-12 сарын дараа байгаа нь Эрдэнэтийн орлого зэсээ экспортоор гаргах бүрийд орж ирдэггүй, харин гэрээний дагуу бөөн дүнгээр хуваагдаж орж ирдэгтэй холбоотой байж болох юм.

• М1 мөнгөний жилийн өсөлт нэмэгдэх нь 3 сарын дараагаас төгрөгийн

ам.доллартай харьцах ханшийг сулруулж эхлэн 4-10 сарын дараа нөлөө нь хамгийн их түвшинд хүрч, 11 сарын дараагаас нөлөөгүй болж байгаа үр дүнг статистикийн хувьд хүлээж авах боломжтой байна. Энэ нөлөө нь харьцангуй хүчтэй байгаа (Зураг 8) нь Б.Энххуяг (2004)-ын мөнгөнд гарах өөрчлөлт ханшны учир шалтгаан байж болно гэсэн дүгнэлттэй нийцтэй байна. Өөрөөр хэлбэл, валютын ханшийг тодорхойлогч мөнгөний хандлага төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны хувьд ач холбогдолтой байхаар байна.

Зураг 8. Хариу үйлдлийн функц: Зэсийн үнэ, М1 мөнгөний жилийн өөрчлөлтийн шок (1 стандарт хазайлт)-нд валютын ханшны үзүүлэх хариу үйлдэл

Response to Structural One S.D. Innovations ± 2 S.E.

-.0100

-.0075

-.0050

-.0025

.0000

.0025

.0050

.0075

.0100

2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24

Response of DER to Copper prices

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24

Response of DER to Narrow money

М1 мөнгө → Валютын ханш

сараар сараар

коэффи

циент

Зэсийн үнэ Валютын ханш →

- 26 -

• Бензины үнийн жилийн өсөлт нэмэгдэх нь дотоод эдийн засаг дахь гадаад валютын эрэлт нэмэгдэж төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханш сулрана гэсэн таамаглал 5-10 сарын хугацааны хоцролттой байхаар байна. Гэхдээ энэ нөлөө нь сул бөгөөд 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд статистикийн хувьд хүлээж авах боломжгүй байна.

• ДНБ-ий алдагдал нь валютын ханшны тэгшитгэл эрсдлийн өгөөж (risk

premium)-ийг төлөөлөх бөгөөд ДНБ-ий алдагдал өсөх нь үндэсний валютын ханшийг суруулдаг гэж үздэг. ДНБ-ий алдагдал өсөх нь 3 сарын хугацааны хоцролттойгоор төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлтөнд нөлөөлж байж болохыг 5 %-ийн ач холбогдлын түвшинд няцааж байгаа ч 10%-ийн ач холбогдлын түвшинд нөлөөтэй байж болохоор байна (Хавсралт 4). Гэхдээ нөлөө нь маш сул буюу валютын ханшны жилийн жилийн өөрчлөлтийн вариацын 1.6 %-ийг л тайлбарлаж байна.

• Мөнгөний бодлогын хүү өсөх нь төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны

жилийн өөрчлөлтөнд нөлөөлдөггүй байна. Өөрөөр хэлбэл, валютын ханшны өөрчлөлтийг хүүний тэнцвэр (UIP)-ийн нөхцлөөр тайлбарлах боломжгүй байна.

Хариу үйлдлийн функцыг ашиглан дэлхийн зах зээл дээрх зэсийн үнийн жилийн өөрчлөлт энэ сард 1 нэгжээр нэмэгдэх нь валютын ханшы жилийн өөрчлөлтөд ямар нөлөө үзүүлэх нөлөөллийн коэффициентийг тооцож Зураг 9-д харууллаа. Зураг 9. Зэсийн үнийн жилийн өөрчлөлт нэмэгдэх (1 нэгж)-ийн валютын ханшны жилийн өөрчлөлтөнд үзүүлэх нөлөөллийн коэффициент

-0.11

-0.3

-0.25

-0.2

-0.15

-0.1

-0.05

0

0.05

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

хоцролт, сараар

8-11 сарын хоцролт дээрх дундаж коэффициент

Манай орны хувьд тус коэффициент нь 5-12 сарын хугацааны хоцролт дээр (-0.02)-(-0.33) байхаар багаа бөгөөд зэсийн үнийн жилийн өөрчлөлт валютын ханшны жилийн өөрчлөлтөд 8-11 сарын хоцролт дээр статистикийн хувьд ач холбогдолтой тул эдгээр саруудад харгалзах нөлөөллийн дундаж коэффициентийг тооцоход (-0.11) байхаар байна. Өөрөөр хэлбэл, энэ сард дэлхийн зах зээл дээр зэсийн үнийн жилийн өсөлт

- 27 -

өмнөх сараас 4 нэгжээр нэмэгдэх/буурах нь 8-11 сарын дараа төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлтийг 0.44 нэгжээр чангаруулах/сулруулахаар байна. Иймд манай эдийн засагт суваг ажиллаж байгаа бөгөөд энэ сард зэсийн дэлхийн зах зээл дээрх зэсийн үнийн жилийн өсөлт өмнөх сараас 5 нэгжээр нэмэгдэх эсвэл буурах нь төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшаар дамжин жилийн инфляцийг 13-17 сарын дараа 0.9 нэгжээр бууруулах эсвэл нэмэгдүүлэхээр байна. Тиймээс зэсийн үнийн өөрчлөлт нь мөнгөний бодлого боловсруулагчдын хувьд хөтөч үзүүлэлт (leading indicator)-ийн үүрэг гүйцэтгэж болох юм.

copper CPIeΠ →Δ →Π

Валютын ханшны жилийн өөрчлөлтийн вариац задаргааг Хавсралт 5-д хугацааны хоцролтоор харууллаа. Валютын ханшны жилийн өөрчлөлтийн вариацын дийлэнх хэсгийг өөрийнх нь инерци тодорхойлж байгаа (14.75-80.6 хувь) буюу хугацаа хоцролт уртсах тусам өөрийнх нь инерцийн тайлбарлах чадвар буурч, харин дэлхийн зах зээл дээрх зэсийн үнийн жилийн өөрчлөлт болон М1 мөнгөний жилийн өөрчлөлтийн тайлбарлах хувь нэмэгдэж байна. Өөрөөр хэлбэл, зэсийн үнийн жилийн өөрчлөлт статистикийн хувьд ач холбогдолтой 8-11 хоцролт дээрээ нийт вариацын 15.7-25.8 хувийг, М1 мөнгөний жилийн өөрчлөлт статистикийн хувьд ач холбогдолтой 4-10 хоцролт дээрээ 22.6-32.6 хувийг тайлбарлаж байна. Эдгээрээс нэгтгэн хэлэхэд төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлтөнд дэлхийн зах зээл дээр зэснийн үнийн жилийн өөрчлөлт 8-11 сарын хоцролттой, М1 мөнгөний жилийн өөрчлөлт 4-10 сарын хоцролттойгоор статистикийн хувьд ач холбогдолтой нөлөөлж байгаа бөгөөд эдгээрт гарах өөрчлөлт нь төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлтийн вариацын дунджаар 40-50 хувийг нь тайлбарлахаар байна. Дэлхийн зах зээл дээрх зэсийн үнэ энэ сард огцом буурах нь 13-17 сарын дараа инфляцийг хөөрөгдөх дохиог өгөхөөр байна.

copper yΠ → →Δe сувгийг шалгахад нөлөө 6-18 сарын хоцролттой, copper yΠ →

y e→Δ нөлөө 3 сарын хоцролттой байхаар байна. Гэхдээ нөлөө нь статистикийн хувь ач холбогдолгүй буюу тус суваг энд тасарч байна. Харин

copper yΠ →y e→Δ

нөлөө 3 сарын хоцролттойгоор 10%-ийн ач холбогдлын түвшинд байж магадгүй байна.

1copper y MΠ → →Δ →Δe сувгийг шалгахад нөлөө 6-18 сарын хоцролттой,

copper yΠ →1y M→Δ нөлөө 1-4 сарын хоцролттой, 1M eΔ → Δ нөлөө 3-11 сарын

хоцролттой байхаар байна. Тус сувгийн нөлөөг статистикийн хувьд хүлээж авах боломжгүй,

1copper y MΠ → →Δ1M eΔ → Δ нөлөө нь статистикийн хувьд ач

холбогдолтой байна. Мөнгөний бодлогын шилжих механизмын валютын ханшны сувгийг шалгах. Энэ хүрээнд валютын ханшны үндсэн суваг болох , CPIi y→ →Π CPIi e→Δ →Π

- 28 -

болон мөнгөний бодлогын хүүнд гарсан өөрчлөлт нь М1 мөнгөний өөрчлөлтөөр дамжин инфляцид үзүүлэх нөлөөг сувгаар шалгасан. 1 CPIi M→Δ →Π

CPIi y→ →Π сувгийг шалгахад i нөлөө 6-10 сарын хоцролттой, нөлөө 6-18 сарын хоцролттой байхаар байна. Энэ сувгийн хамаарлын тэмдэг хүлээгдэж буй утгатайгаа нийцтэй байгаа хэдий ч сувгийн нөлөөг статистикийн хувьд хүлээж авах боломжгүй байна.

y

e

e

→ CPIy →Π

CPIi e→Δ →Π сувгийг шалгахад i нөлөө 17-24 сарын хоцролттой,

нь 1-21 сарын хоцролттой (үүнээс 4-7 сарын хоцролт дээр статистикийн хувьд ач холбогдолтой) байхаар байна. Энэ сувгийн нөлөө нь тасарч байна. Харин

нөлөө нь 4-7 сарын хоцролт дээр статистикийн хувьд ач холбогдолтой байна.

→Δ CPIeΔ →Π

i →ΔCPIeΔ →Π

1 CPIi M→Δ →Π сувгийг шалгахад нөлөө 1-24 сарын хугацааны

хоцролттой (үүнээс 1 сарын хоцролт дээр статистикийн хувьд ач холбогдолтой), нөлөө нь 4-24 сарын хоцролттой байхаар байна. Энэ сувгийн хамаарлын

тэмдэг хүлээгдэж буй утгатайгаа нийцтэй байгаа хэдий ч статистикийн хувьд 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд сувгийн нөлөөг 1 сарын хоцролттой хүлээж авах боломжтой, нөлөөг бүх хоцролт дээр хүлээж авах боломжгүй байна. Гэхдээ М1 мөнгөний өсөлтийн хурд жилийн инфляцид хүчтэй нөлөөтэй байж болохыг хариу үйлдлийн функц харуулсан.

1i M→Δ

1 CPIMΔ →Π

1i M→Δ1 CPIMΔ →Π

Эдгээрээс нэгтгэн хэлэхэд мөнгөний бодлогын шилжих механизмын валютын ханшны суваг сонгодог утгаараа буюу болон сувгуудаар ажиллахгүй байна. Гэхдээ мөнгөний бодлогын хүү эцсийн зорилго болох инфляцид

болон сувгаар нөлөөлж байж болохоор байна.

CPIi y→ →Π CPIi e→Δ →Π

1 CPIi M→Δ →Π 1 CPIi M e→Δ →Δ →Π VI. СУДАЛГААНЫ ҮР ДҮН, ДҮГНЭЛТ Тухайн судалгаанд 2000 оны 6 дугаар сараас 2007 оны 9 дүгээр сарын хоорондох тоон өгөгдөл хамрагдсан бөгөөд McCarthy (2000) анх боловсруулсан вектор авторегресс (VAR) хандлагад суурилан өөрийн орны онцлогийг тусгасан бүтцийн вектор авторегресс (SVAR) загварыг боловсруулан ашигласан. Судалгааны чухал үр дүнгүүд дараахь байдалтай гарсан. Үүнд:

• Судалгааны хүрээнд тодорхойлогдсон SVAR загварын хязгаарлалт илүү тодорхойлогдсон гэсэн таамаглал 10%-ийн ач холбогдлын түвшинд няцаагдсан буюу манай орны тоон өгөгдөлтэй нийцтэй гэсэн үр дүн харуулсан;

• Төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлт инфляцид 4-7 сарын

хоцролттойгоор нөлөөлдөг. Валютын ханш жилийн өөрчлөлтийн шок нь инфляцийн вариацын 13.3-16.9 хувийг тайлбарладаг. 4-7 сарын хугацааны

- 29 -

хоцролттой нөлөөлдөг гэсэн үр дүн нь бусад жижиг нээлттэй эдийн засгууд (Пакистан, Туркт 4 сарын хоцролттой)-тай жишихэд харьцангуй удаан байна. Энэ нь эцсийн хэрэглээний импортын бараа таталт, бараа худалдан авах гэрээний хугацаа болон импортын түүхий эд эцсийн бүтээгдэхүүн болж хэрэглэгчдийн гар дээр очих хүртэлхи хугацаа зэрэг нь харьцангуй удаан байдагтай холбоотой байж болох юм. Гэхдээ эдийн засаг дахь долларжилт нэмэгдэж, өндөр инфляцийн хүлээлт нийгэмд бий болох, худалдаа, үйлдвэрлэлийн салбар нь олигополь (хуйвалдах боломжтой) шинжтэй улсад тус хоцролтын хугацаа богиносдог болохыг анхаарах шаардлагатай;

• Инфляцид валютын ханшны жилийн өөрчлөлтөөс гадна бензины үнийн жилийн

өсөлт богино хугацаанд буюу 1-2 хоцролттойгоор нөлөөлдөг ( суваг л нөлөөтэй) байна. Энэ нь манай эдийн засаг нийлүүлэлтийн шоконд хурдан хариу үйлдэл үзүүлж байгааг илэрхийлэх бөгөөд шатахууны үнийн жилийн өөрчлөлт энэ сард өмнөх сараас 5 нэгжээр нэмэгдэх нь 2 сарын дараа жилийн инфляцийг 0.9 нэгжээр өсгөхөөр тооцоо гарч байна. Бензины үнийн шок нь инфляцийн вариацын 13.0 орчим хувийг тайлбарлаж байна. Инфляцид шатахууны үнийн шок бага хоцролттой, валютын ханшны шок дунд хугацааны хоцролттой, М1 мөнгөний өсөлтийн шок харьцангуй урт хоцролттой нөлөөлж, түүний өөрчлөлтийг тайлбарлахаар байна;

,oil CPIeΠ Δ →Π

• Төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлтөд зэсийн үнийн

жилийн өөрчлөлт 7-12 сарын хоцролттой, М1 мөнгөний жилийн өөрчлөлт 4-11 сарын хоцролттой, ДНБ-ий алдагдал 3 сарын хоцролттой (10%-ийн ач холбогдлын түвшинд нөлөөтэй байж болзошгүй) нөлөөлдөг ( , 1,copper M y eΠ Δ →Δ

e

). Эдгээрт гарах шок нь төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн өөрчлөлтийн вариацын дунджаар 40-50 хувийг нь тайлбарлахаар байна. Дэлхийн зах зээл дээр зэсийн үнийн жилийн өсөлт энэ сард өмнөх сараас 5 нэгжээр буурах нь 8-11 сарын дараа төгрөгийн ам.доллартай харьцах ханшны жилийн сулралтыг 0.55 нэгжээр нэмэгдүүлж, 12-18 сарын дараа инфляцийг 1.1 нэгжээр өсгөхөөр байна;

• Зэсийн үнэ болон М1 мөнгөний жилийн өөрчлөлт нь мөнгөний бодлого

боловсруулагчдын хувьд хөтөч үзүүлэлт (leading indicator)-үүдийн үүрэг гүйцэтгэж болохоор байна. Учир нь эдгээрт гарах шок нь валютын ханшид, валютын ханш нь инфляцид нөлөөлдөг бөгөөд түүний вариацын багагүй хэсгийг тайлбарладаг. Мөн хугацааны хоцролтын хувьд харьцангуй удаан хоцролттой нөлөөлдөг, эдгээрт гарах өөрчлөлтөөс дохио авах тоон мэдээллийн боломж нээлттэй. Иймд

сувгууд нөлөөтэй байгааг ашиглан эдгээрт гарах өөрчлөлтийг тогтмол ажигласнаар валютын ханш, инфляцид гарах өөрчлөлтийг эртнээс урьдчилан мэдэх боломжийг олгоно. Манай эдийн засагт ,

сувгууд ажиллахгүй замдаа тасарч байна. Тус сувгууд тасрах гол нөхцөл нь болон 1

, 1copper CPIM eΠ Δ →Δ →Π

copper y eΠ → →Δ

1copper y MΠ → →Δ →Δcopper yΠ → y M→Δ нөлөөнүүд нь тасарч байгаатай

холбоотой байна. Харин бусад нөлөө нь статистикийн хувьд ач холбогдолтой байна;

- 30 -

• Мөнгөний бодлогын шилжих механизмын валютын ханшны суваг сонгодог утгаараа буюу болон сувгуудаар ажиллахгүй байна. Ийнхүү ажиллахгүй байхад гол нь мөнгөний бодлогын хүүний нийт эрэлт болон инфляцид дамжих нөлөө тасарч байна. Гэхдээ мөнгөний бодлогын хүү нь эцсийн зорилго болох инфляцид болон сувгаар нөлөөлж байж болохоор байна.

CPIi y→ →Π CPIi e→Δ →Π

1 CPIi M→Δ →Π 1 CPIi M e→Δ →Δ →Π

Эдгээр судалгааны үр дүнгүүдэд суурилан дараахь дүгнэлтийг хийж болохоор байна. • Валютын ханш, бензины үнийн инфляцид үзүүлэх нөлөө сул байх нь мөнгөний

бодлогын хэрэгжилт үр дүнтэй байх болон инфляцийг онилох мөнгөний бодлогыг амжилттай хэрэгжүүлэх боломжийг олгодог гэж үздэг. Манай орны хувьд валютын ханш болон бензины үнийн өөрчлөлтийн шокын инфляцид үзүүлэх нөлөө хүчтэй байгаа нь инфляцийг зорилтот түвшинд барих боломжийг хязгаарлаж байна. Иймд энэ байдал тогтворжиж валютын ханш, бензины үнэ болон нийлүүлэлтийн хүчин зүйлсийн цочмог өөрчлөлтөөс хамааран инфляци хурдацтай өсдөг байдал буурах хүртэл инфляцийг онилох мөнгөний бодлогод шилжих нь инфляцийг хяналтандаа байлгаж, зорилтот түвшиндээ барьж чадахгүйд хүрэх эрсдлийг дагуулахаар байна;

• Мөнгөний бодлогын шилжих механизмын валютын ханшны суваг ажиллахгүй

байх гол нөхцөл нь мөнгөний бодлогын хүүний эдийн засагт үзүүлэх нөлөө сул байгаа явдал байна. Бусад сувгуудын хувьд ч энэ байдал ерөнхийдөө ажиглагддаг. Иймд мөнгөний бодлогын хүүний суваг болон бусад сувгууд ажиллахад шаардагдах дэд бүтцийг ойрын хугацаанд бүрдүүлэх чиглэлд анхааран ажиллах шаардлагатай байна. Энэ нь инфляцийг онилох мөнгөний бодлогод шилжих бэлтгэл ажлын зайлшгүй нэг хэсэг байх болно;

• Эдийн засгийн суурь орчныг илэрхийлэх хүчин зүйлсээс хамааруулан тэнцвэрт

валютын ханшийг тогтмол судлан үнэлж, валютын ханшны тэнцвэрт түвшнээсээ зөрөх хэлбэлзлийг бууруулах чиглэлд ажиллах нь ханшны цочмог өөрчлөлтөөс хүлээж болох эрсдлүүдийг бууруулах, валютын ханшны инфляцид үзүүлэх нөлөө хүчтэй байгаа энэ үед инфляцийн хэлбэлзлийг багасгах боломжийг бий болгохоор байна;

• Эдийн засагт мөнгөний бодлогын хүүний нөлөө тодорхой болох хүртэл мөнгөний

агрегатуудын өсөлтийг хязгаарлахад чиглэсэн мөнгөний бодлого явуулах нь зүйтэй байгааг судалгааны үр дүн харууллаа. Учир нь М1 мөнгөний өсөлтийг хязгаарлах нь шууд болон валютын ханшаар дамжин инфляцийг хяналтанд байлгах боломжийг олгохоор байна;

• Дэлхийн зах зээл дээрх зэсийн үнэ, мөнгөний агрегатуудын өөрчлөлт болон бусад

хүчин зүйлсийг хөтөч үзүүлэлт (leading indicator) хэлбэрээр мөнгөний бодлогод ашиглах боломжийг гүнзгийрүлэн судалж, турших нь зүйтэй байна.

- 31 -

СУДАЛГААНД АШИГЛАСАН БОЛОН ДУРЬДАГДСАН НОМ ХЭВЛЭЛ McCarthy, Jonathan (2000) “Pass-Through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialized Economies”, Staff reports No.11, Federal Reserve Bank of New York. Bhundia, Ashok J (2002) “An Empirical Investigation of Exchange Rate Pass-Through in South Africa”, Working Paper No. 02/165, IMF. Leigh, Daniel, Rossi, Marco (2002) “Exchange Rate Pass-Through in Turkey”, Working Paper No. 02/204, IMF. Zulfiqar Hyder, Sardar Shah (2004) “Exchange Rate Pass-Through to Domestic Prices in Pakistan”, Working paper № 5, State Bank of Pakistan Rabanal , P., and G. Schwartz (2001), “Exchange Rate Changes and Consumer Price Inflation: 20 months after the floating of the Real in Brazil: Selected Issues and Statistical Appendix”, IMF Country Report N0. 01/10, IMF. Goldberg, P. K. and Knetter M. M. (1997): “Goods Prices and Exchange Rates: What Have We Learned?”, Journal of Economic Literature, Vol. 35, No. 3, pp. 1243-72. Andrea Brischetto and Graham Voss (1999): “A Structural Vector Autoregression Model of Monetary Policy in Australia”, Research Discussion Paper, Reserve Bak of Australia Leon Berkelmans (2005): “Credit and Monetary Policy: An Australian SVAR”, Research Discussion Paper, Reserve Bak of Australia Hamilton, James D. (1994), “Time Series Analysis”, Princeton University Press. Feinberg, Robert M., “The Interaction of Foreign Exchange and Market Power Effects on German Domestic Prices,” Journal of Industrial Economics, 1986, 35, 61–70. Feinberg, Robert M (1989) “The Effects of Foreign Exchange Movements on U.S. Domestic Prices”, Review of Economics and Statistics, Vol. 71, No. 3, pp. 505-11. Goldberg, P.K. (1995). “Product Differentiation and Oligopoly in International Markets: The Case of the U.S. Automobile Industry”, Econometrica, Vol. 63(4), pp. 891-951 Hooper, Peter and Catherine L. Mann. 1989. “Exchange Rate Pass-Through in the 1980s: the Case of U.S. Imports of Manufactures”, Brookings Papers on Economic Activity. Campa, Jose Manuel and Linda S. Goldberg. 2002. “Exchange Rate Pass-Through into Import Prices: A Macro or Micro Phenomenon?” Working Paper No. 8934, NBER. Kim, Ki-Ho (1998): “US Inflation and the Dollar Exchange Rate: A Vector Error Correction Model”, Applied Economics, Vol. 30, pp. 613-19.

- 32 -

Choudhri, Ehsan U ; Faruqee, Hamid ; Hakura, Dalia S (2002) “Explaining the Exchange Rate Pass-Through in Different Prices”, Working Paper No. 02/224, IMF. Goldfajn, I., Werlang, 2000, “The Pass-Through from Deperciation to Inflation: A Panel Study,” Working Paper № 423. Burstein, A., B..Eichenbaum, and S.Rebelo, 2002, “Why Is Inflation So Low After Large Devaluations?” NBER Working Paper № 02/109, International Monetary Fund. Krugman, P., 1986 “Pricing to market When the Exchange Rate Changes”, NBER Working paper № 1926 (Cambridge, Massachusetts: National Bureau of Economic Research). Parsley, David C. and Helen A. Popper, “Exchange Rates, Domestic Prices, and Central Bank Actions: Recent U.S. Experience,” Southern Economic Journal, 1998, 64, 957–72. Dellmo, Hans, “Relationships between Swedish Producer Prices and Import Prices and the CPI,” 1996. Riksbank Working Paper No. 29. Dornbusch, Rudiger, “Exchange Rates and Prices,” American Economic Review, 1987, Mann, Catherine L., “Prices, Profits Margins, and Exchange Rates,” Federal Reserve Bulletin, 1986, 72, 366–79. Wei, Shang-Jin and David C. Parsley, “Purchasing Power Disparity During the Floating Rate Period: Exchange Rate Volatility, Trade Barriers, and Other Culprits,” 1995. NBER. Engel, Charles and John H. Rogers, “Regional Patterns in the Law of One Price: The Roles of Geography versus Currencies,” The University of Chicago Press for the NBER, 1998. Taylor, John (2000), “Low Inflation, Pass-through, and the Pricing Power of Firms”, European Economic Review, Vol: 44, pp.1389-1408. Б.Энххуяг (2004), “Төгрөгийн ханшны талаар“, Судалгааны ажил № 7, Монголбанк Л.Даваажаргал (2005),”Мөнгөний бодлогын инфляцид нөлөөлөх нөлөөллийн цаг хугацааны хоцрогдлын хэмжээг тодорхойлох”, Судалгааны ажил № 10, Монголбанк А. Хулан (2005), ”Инфляцийг тодорхойлогч хүчин зүйлс”, Судалгааны ажил № 10, Монголбанк Л.Даваажаргал (2002),”Импортын татвар инфляцид нөлөөлсөн үү?”, Судалгааны ажил № 3, Монголбанк А.Хулан (2004), “Монгол улсын еврогоор хийсэн гадаад худалдаа болон түүний инфляцид нөлөөлөх эсэх”, Судалгааны ажил № 3, Монголбанк Л.Даваажаргал, “Мөнгөний өсөлт ба инфляцийн хоорондох хамаарал”, Судалгааны ажил № 11, Монголбанк

- 33 -

ХАВСРAЛТ 1.ТООН ҮЗҮҮЛЭЛТҮҮДИЙН ТАЙЛБАР Судалгаанд ашигласан өгөгдөл нь 2000 оны 6 дугаар сараас 2007 оны 9 дүгээр сарын хооронд сараар түүвэрлэгдсэн. Энд бүх үзүүлэлтүүд нь жилийн өөрчлөлт эсвэл хүү тул коэффициентээр илэрхийлэгдсэн. ДНБ-ий алдагдлыг тооцохоос бусад тохиолдолд үзүүлэлтүүдэд улирлын зохицуулалт хийгээгүй. Шатахууны үнийн жилийн өөрчлөлт ( oil

tΠ ) Тодорхойлолт: дотоодын шатахуун (A-76 бензин)-ны үнийн жилийн өөрчлөлт. Нэгж: 1 литр шатахууны дундаж үнийн жилийн өөрчлөлт, коэффициентээр. Эх сурвалж: шатахууны үнийг ҮСГ-ын сарын мэдээлэл дээр тулгуурлан судлаачийн тооцсон тооцоо, тус өгөгдлийг ҮСГ-аас албан ёсоор нийтэлдэггүй бөгөөд МБСГ-т ирүүлдэг албаны материалаас авч ашигласан. Зэсийн үнийн жилийн өөрчлөлт ( ) copper

tΠ Тодорхойлолт: Лондонгийн металлын биржийн зэсийн үнэ (ам.доллараар)-ийн жилийн өөрчлөлт Нэгж: 1 тонн зэсийн дундаж үнэ (ам.доллараар)-ийн жилийн өөрчлөлт, коэффициентээр Эх сурвалж: Лондонгийн металлын биржийн үнэ, ханшны мэдээллийн цахим хуудас (www.basemetals.com/Copper/)-аас авч судлаачийн тооцсон тооцоо Мөнгөний бодлогын хүү ( ) ti Тодорхойлолт: Богино хугацаатай ТБҮЦ-ны хүү (2007 оны 7 дугаар сар хүртэлх тоог 7, 14, 28 хоногтой ТБҮЦ-ны жигнэсэн дундаж хүүг, харин 2007 оны 7 дугаар сараас хойш 7 хоногтой ТБҮЦ-ны хүүг авсан. Учир нь 7 дугаар сараас ТБҮЦ-ны журамд өөрчлөлт орж 7 хоногтой ТБҮЦ-ны хүүг мөнгөний бодлогын хүү болгон зарлаж, 14, 28 хоногтой ТБҮЦ-ны арилжааг зогсоосон). Нэгж: богино хугацаатай ТБҮЦ-ны жилийн хүү, коэффициентээр. Эх сурвалж: МБСГ-ын дотоод эх сурвалж. ДНБ-ий алдагдал ( ty ) Тодорхойлолт: бодит ДНБ-ий боломжит түвшингээсээ зөрөх зөрүү. Нэгж: бодит ДНБ-ий боломжит түвшингээсээ зөрөх зөрүү ((бодит ДНБ-потенциаль ДНБ)/потенциаль ДНБ), коэффициентээр.

- 34 -

Эх сурвалж: Улирлын ДНБ-ийг ҮСГ-аас авч, сарын ДНБ-ийг гаргахдаа сүүлийн үед өргөн ашиглаж буй шинэ арга болох State Space Model болон Калман фильтр (Kalman filter)-ийн аргаар тооцсон. Энэ арга нь эконометрик, статистик аргын хослол бөгөөд сүүлийн үед ДНБ-ий улирлын өгөгдлөөс сарын өгөгдөл гаргахад өргөн ашиглагддаг. Харин ДНБ-ий алдагдлыг тооцохдоо энгийн арга болох Hodrick-Prescott-ын фильтр ашиглан тооцсон. Хүснэгт 1-д улирлын ДНБ-ээс сарын ДНБ-ийг гаргахад ашигласан энгийн тэгшитгэл (State Space Model), түүний үр дүнг, харин Зураг 1-т Hodrick-Prescott-ын фильтр ашиглан тооцсон ДНБ-ий алдагдлыг харуулав. Хүснэгт 1. Сарын ДНБ тооцох State Space Model, түүний үнэлгээ State Space Model-ын тэгшитгэл Signal вектор: @ signal gdp_q=sv1+sv2+sv3 State вектор: @state sv1=c(1)+c(2)*sv2(-1)+[var=exp(c(3))] @state sv2=sv1(-1) @state sv3=sv2(-1) State Space Model-ын үнэлгээ Method: Maximum likelihood (Marquardt) Sample: 2000M06 2007M09 Included observations: 88 Valid observations: 30 Convergence achieved after 1 iteration

Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.

C(1) 1.219519 9.60E-07 1269781. 0.0000 C(2) 0.900739 6.82E-12 1.32E+11 0.0000 C(3) -0.957000 5.01E-11 -1.91E+10 0.0000

Final State Root MSE z-Statistic Prob.

SV1 318446.5 0.916881 347315.1 0.0000 SV2 285162.3 0.477976 596603.9 0.0000 SV3 353537.7 0.750208 471252.9 0.0000

Log likelihood -1.69E+11 Akaike info criterion 1.13E+10 Parameters 3 Schwarz criterion 1.13E+10

Diffuse priors 0 Hannan-Quinn criter. 1.13E+10

- 35 -

Зураг 1. ДНБ-ий алдагдлыг Hodrick-Prescott-ын фильтрээр тооцсон нь

-.10

-.05

.00

.05

.10

.15

11.8

12.0

12.2

12.4

12.6

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

LNGDP_SAPotential GDPoutput gap

Hodrick-Prescott Filter (lambda=14400)

М1 мөнгөний жилийн өөрчлөлт ( 1tMΔ ) Тодорхойлолт: M1 мөнгө (банкнаас гадуурхи мөнгөн болон банкуудын харилцах)-ний жилийн өөрчлөлт. Нэгж: М1 мөнгөний жилийн өөрчлөлт, коэффициентээр. Эх сурвалж: Монголбанкны сарын статистикийн бюллетень (www.mongolbank.mn)-ээс авч судлаачийн тооцсон тооцоо. Нэрлэсэн валютын ханшны жилийн өөрчлөлт ( teΔ ) Тодорхойлолт: Ам.долларын төгрөгтэй харьцах сарын дундаж ханшны жилийн өөрчлөлт. Нэгж: Ам.долларын төгрөгтэй харьцах сарын дундаж ханшны жилийн өөрчлөлт, коэффициентээр. Эх сурвалж: Монголбанкны сарын статистикийн бюллетень (www.mongolbank.mn)-ээс авч судлаачийн тооцсон тооцоо. ХҮИ-ээр тооцсон жилийн инфляци ( ) CPI

tΠ Тодорхойлолт: ХҮИ-ээр тооцсон жилийн инфляци. Нэгж: ХҮИ-ийн 12 сарын (жилийн) өөрчлөлт, коэффициентээр. Эх сурвалж: Монголбанкны сарын статистикийн бюллетень (www.mongolbank.mn).

- 36 -

ХАВСРАЛТ 2. ҮЗҮҮЛЭЛТҮҮДИЙН СТАТИСТИК ШИНЖ БОЛОН ҮЛДЭГДЛИЙН ДИАГНОСТИК ТЕСТ Хүснэгт 1. Судалгаанд ашигласан тоон үзүүлэлтүүдийн тогтвортой эсэхийг шалгах ADF тестийн үр дүн

Тэгшитгэлийн хэлбэр^ (1) Ялгавар аваагүй (Level )

Хувьсагч

Хоцрогдлы

н утга

Non

e (b

=a=0

)

Inte

rcep

t (a≠0

, b=0

)

Tren

d &

in

terc

ept

(a≠0

, b≠0

) ADF тестийн :0H 0=ρ буюу нэгж язгууртай гэсэн

таамаглал үнэн байх магадлал

Интеграцы

н зэрэг*

oilΠ 0 + 0.087 I(0) copperΠ 0 + 0.089 I(0)

i 0 + 0.041 I(0) y 5 + 0.000 I(0)

1MΔ 0 + 0.091 I(0) 7 eΔ 0 + 0.059 I(0)

CPIΠ 1 + 0.098 I(0)

^ - бөгөөд (+) нь Level (ялгавар аваагүй) үнэлгэний

тэгшитгэлийн хэлбэр; *- Интеграцын зэргийг 10%-ийн ач холбогдлын түвшинд сонгосон;

t

k

sstt UXXbtrendaX +Δ+++=Δ ∑

=−−

11ρ

Зураг 1. VAR загварын тогтворжилтыг шалгах нь: Хувьсагчийн aвторегресс-ийн язгуур

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5

Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

- 37 -

Хүснэгт 2. VAR загварын хугацааны хоцролтыг сонгох шалгуур VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: D_P_PET D_P_COPP CBBR_SHORT GAP_HP DM1 DER INFF Exogenous variables: C Sample: 2000M06 2007M09 Included observations: 88

Lag LogL LR FPE AIC SC HQ

0 354.6750 NA 1.72e-13 -9.525342 -9.305709 -9.437815 1 747.9281 700.3138 1.39e-17 -18.95693 -17.19987* -18.25671* 2 795.3525 75.35932 1.50e-17 -18.91377 -15.61927 -17.60085 3 858.3914 88.08167* 1.12e-17* -19.29839 -14.46647 -17.37279 4 901.0122 51.37858 1.61e-17 -19.12362 -12.75426 -16.58532 5 945.4620 45.05867 2.56e-17 -18.99896 -11.09217 -15.84797 6 1025.915 66.12582 1.89e-17 -19.86069* -10.41646 -16.09700

* indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion Хүснэгт 3. VAR үлдэгдэл ( tε )-ийн серийн корреляцийг шалгах LM тестийн үр дүн

VAR Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h

Sample: 2000M06 2007M09 Included observations: 88

Lags LM-Stat

Prob

1 56.2839 0.2210 2 54.0785 0.2867 3 62.6649 0.0908 4 42.8888 0.7180 5 41.3266 0.7738 6 48.6045 0.4891 7 30.9185 0.9797 8 52.8629 0.3273 9 57.2850 0.1948

10 47.8088 0.5214 Note: Probs from chi-square with 49 df.

- 38 -

ХАВСРАЛТ 3. БҮТЦИЙН VAR ЗАГВАР (SVAR)-ЫН ҮНЭЛГЭЭ Structural VAR Estimates Sample (adjusted): 2000M07 2007M09 Included observations: 88 after adjustments Estimation method: method of scoring (analytic derivatives) Convergence achieved after 26 iterations Structural VAR is over-identified (6 degrees of freedom) Model: Ae = Bu where E[uu']=I Restriction Type: short-run text form @e1 = C(1)*@u1 @e2 = C(2)*@u2 @e3 = C(3)*@u3 @e4 = C(4)*@e2+ C(5)*@e3+C(6)*@u4 @e5 = C(7)*@e3 + C(8)*@e4+ C(9)*@e2+c(10)*@1+c(11)*@u5 @e6 = C(12)*@e1 + C(13)*@e2 + C(14)*@e3 + C(15)*@e4 + C(16)*@e5 + C(17)*@u6 @e7 = C(18)*@e1 + C(19)*@e4 + C(20)*@e5 + C(21)*@e6+c(22)*@u7 where @e1 represents D_P_PET residuals @e2 represents D_P_COPP residuals @e3 represents CBBR_SHORT residuals @e4 represents GAP_HP residuals @e5 represents DM1 residuals @e6 represents DER residuals @e7 represents INFF residuals

Coefficient Std. Error z-Statistic Prob. C(4) -0.023107 0.029964 -0.771170 0.4406 C(5) 0.003317 0.003665 0.905005 0.3642 C(7) -0.006824 0.002697 -2.530526 0.0114 C(8) 0.072617 0.184580 0.393418 0.6940 C(9) 0.091506 0.047447 1.928606 0.0538

C(10) 0.199933 0.080977 2.469016 0.0135 C(12) 0.008955 0.009285 0.964484 0.3348 C(13) 0.021096 0.005358 3.937346 0.0001 C(14) 0.000430 0.000310 1.388613 0.1650 C(15) -0.015165 0.020354 -0.745038 0.4562 C(16) -0.001829 0.012893 -0.141843 0.8872 C(18) 0.044566 0.027137 1.642252 0.1005 C(19) -0.072783 0.057918 -1.256652 0.2089 C(20) -0.034121 0.035392 -0.964072 0.3350 C(21) 0.433163 0.305829 1.416360 0.1567 C(1) 0.065626 0.005431 12.08305 0.0000 C(2) 0.112458 0.009307 12.08305 0.0000 C(3) 2.023483 0.167465 12.08305 0.0000 C(6) 0.028791 0.002383 12.08305 0.0000

C(11) 0.045404 0.003758 12.08305 0.0000 C(17) 0.005002 0.000414 12.08305 0.0000 C(22) 0.014627 0.001211 12.08305 0.0000

- 39 -

Log likelihood 761.7040 LR test for over-identification: Chi-square(6) 10.11291 Probability 0.1200

Estimated A matrix: 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.023107 -0.003317 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 -0.199933 -0.091506 0.006824 -0.072617 1.000000 0.000000 0.000000 -0.008955 -0.021096 -0.000430 0.015165 0.001829 1.000000 0.000000 -0.044566 0.000000 0.000000 0.072783 0.034121 -0.433163 1.000000

Estimated B matrix: 0.065626 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.112458 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2.023483 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.028791 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.045404 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.005002 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.014627

- 40 -

ХАВСРАЛТ 4. SVAR ЗАГВАРЫН ХАРИУ ҮЙЛДЛИЙН ФУНКЦУУД A. [7] буюу ДНБ-ий алдагдлын тэгшитгэл

-.02

-.01

.00

.01

.02

5 10 15 20

Response of GAP_HP to Copper price

-.02

-.01

.00

.01

.02

5 10 15 20

Response of GAP_HP to Monetary policy rate

Response to Structural One S.D. Innovations ± 2 S.E.

B. [8] буюу мөнгөний өсөлтийн тэгшитгэл

-.08

-.04

.00

.04

5 10 15 20

Response of DM1 to Petrol price

-.08

-.04

.00

.04

5 10 15 20

Response of DM1 to Copper price

-.08

-.04

.00

.04

5 10 15 20

Response of DM1 to Monetary policy rate

-.08

-.04

.00

.04

5 10 15 20

Response of DM1 to Output gap

Response to Structural One S.D. Innovations ± 2 S.E.

C. [9] буюу валютын ханшны тэгшитгэл

-.010

-.005

.000

.005

.010

5 10 15 20

Response of DER to Petrol price

-.010

-.005

.000

.005

.010

5 10 15 20

Response of DER to Copper price

Response to Structural One S.D. Innovations ± 2 S.E.

- 41 -

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

5 10 15 20

Response of DER to Monetary policy rate

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

5 10 15 20

Response of DER to Output gap

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

5 10 15 20

Response of DER to M1 money

Response to Structural One S.D. Innovations ± 2 S.E.

D. [10] буюу инфляцийн тэгшитгэл

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

5 10 15 20

Response of INFF to Petrol price

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

5 10 15 20

Response of INFF to Output gap

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

5 10 15 20

Response of INFF to M1 money

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

5 10 15 20

Response of INFF to Exchange rate

Response to Structural One S.D. Innovations ± 2 S.E.

- 42 -

ХАВСРАЛТ 5. SVAR ЗАГВАРЫН ХУВЬСАГЧДЫН ВАРИАЦ ЗАДАРГАА A. Валютын ханшны жилийн өөрчлөлтийн вариац задаргаа: Хүчин зүйлсийн тайбарлах хувь

Хугацааны хоцролт

Бензины үнэ*

Зэсийн үнэ*

Мөнгөний бодлогын

хүү

ДНБ-ий алдагдал М1 мөнгө* Валютын

ханш* Инфляци

1 0.86 7.38 0.01 2.83 8.31 80.61 0.00 2 0.58 6.02 0.80 1.75 13.57 76.51 0.77 3 0.76 4.86 2.05 1.59 20.95 68.27 1.51 4 0.62 3.93 3.95 3.42 22.55 63.46 2.07 5 0.62 5.11 6.92 3.55 26.45 51.74 5.61 6 1.62 7.69 9.11 3.37 28.08 41.13 9.00 9 2.12 19.95 6.97 2.11 31.35 25.67 11.83

12 1.42 27.94 4.63 4.23 34.03 18.22 9.53 15 1.25 31.61 3.77 6.88 33.65 14.75 8.09 18 1.26 30.92 3.63 7.36 30.69 15.67 10.46 21 1.43 27.79 3.47 6.84 27.40 19.21 13.87 24 1.78 24.41 3.08 6.07 25.83 22.20 16.64

Factorization: Structural *тус үзүүлэлтийн жилийн өөрчлөлт болно. B. Инфляцийн вариац задаргаа: Хүчин зүйлсийн тайбарлах хувь

Хугацааны хоцролт

Бензины үнэ*

Зэсийн үнэ*

Мөнгөний бодлогын

хүү

ДНБ-ий алдагдал М1 мөнгө* Валютын

ханш* Инфляци

1 3.15 0.33 0.04 2.37 1.07 2.00 91.05 2 12.59 1.05 0.72 2.71 0.54 1.80 80.59 3 12.97 3.52 1.81 2.70 0.38 4.23 74.38 4 14.02 3.38 2.32 2.12 0.99 7.33 69.85 5 13.67 2.60 1.79 1.73 2.31 13.31 64.58 6 12.74 2.30 1.64 1.41 3.79 16.88 61.24 9 9.96 3.67 2.48 0.95 8.37 19.03 55.54 12 8.45 6.39 2.05 1.38 14.65 18.76 48.33 15 7.07 8.31 1.79 2.30 20.89 17.37 42.27 18 6.16 8.29 2.24 2.31 24.57 15.71 40.72 21 5.76 7.70 3.42 2.13 25.98 14.49 40.52 24 5.73 7.35 5.03 2.15 25.54 14.39 39.80

Factorization: Structural *тус үзүүлэлтийн жилийн өөрчлөлт болно.

- 43 -