U prethodnom tekstu iz serije B2B definirali smo dvije glavne teorije koje objašnjavaju ograničenja učinkovitosti monetarne politike – neutralnost novca (u dugom roku) i teoriju endogenog novca. Ovaj tekst predstavlja tehnički dodatak B2B br. 11, jer u nastavku testiramo vrijede li ove teorije u Hrvatskoj.
Empirijska istraživanja o odnosu monetarnih kretanja i ekonomskog rasta temelje se na ideji kointegracije. Pojednostavljeno, za dvije ekonomske serije se može reći da su kointegrirane ako imaju sličnu dugoročnu dinamiku, tj. ako dijele zajednički dugoročni trend.
Ako se utvrdi da među varijablama postoji dugoročna veza, to znači da će se među njima drugim metodama moći pronaći i smjer utjecaja. Ako promatramo dugoročnu vezu između dvije varijable, postojanje kointegracije će implicirati da barem jedna serija utječe na drugu (smjer veze može ići od X prema Y, od Y prema X ili može postojati dvostruki smjer veze).
Na Slici 1 je prikazano kretanje logaritama novčane mase M1 i desezoniranog realnog BDP-a od prvog kvartala 2000. do prvog kvartala 2018. godine. Iako osamnaest godina nije jako dugo razdoblje, većina ekonomista će se suglasiti da je petnaest godina dugi rok. Zbog značajne razlike u vrijednostima, serije su prikazane u obliku indeksa s bazom 2000 Q1=100.
Slika 1: Novčana masa M1 i realni BDP u Hrvatskoj (logaritmirane vrijednosti) (2000 Q1=100)
Izvor: DZS; HNB
Iz slike se može zaključiti da su novac i realni BDP u određenoj mjeri korelirani, ali je za utvrđivanje njihove dugoročne povezanosti potrebno provesti formalan test. U tu svrhu u ovom tekstu koristimo Johansenov pristup, koji je jedan od najčešće korištenih pristupa u analizi kointegriranosti skupa varijabli. Detaljni rezultati su prikazani u Dodatku, u Tablici D1.
Rezultati pokazuju kako u cijelom promatranom razdoblju ne postoji dugoročna veza između novčane mase i realnog BDP-a. Rezultat ide u prilog hipotezi o neutralnosti novca u dugom roku.
Međutim, ako se bolje pogleda Slika 1, može se vidjeti kako su se novčana masa i realni BDP slično kretali do početka recesije. Nakon toga kao da su se „škare“ počele širiti. Kao da je recesija „razbila“ dugoročnu vezu između novčane mase i realnog BDP-a.
Kako bi se testiralo je li recesija uistinu promijenila odnos između ovih varijabli proveden je Johansenov test kointegraicije za dva pod-razdoblja. Prvo je od prvog kvartala 2000. do drugog kvartala 2008. (recesija je u Hrvatskoj počela u trećem kvartalu 2008. godine). Drugo pod-razdoblje teče od trećeg kvartala 2008. do prvog kvartala 2018. Detaljni rezultati ovih testova su prikazani u Dodatku u Tablicama D2 i D3 i pokazuju kako je prije ulaska hrvatskog gospodarstva u recesiju postojala dugoročna veza između novčane mase i BDP-a, ali je veza «pukla» nakon ulaska u recesiju.
Do sada smo govorili o povezanosti. Sada ćemo se baviti pitanjem da li promjene u novčanoj masi prethode promjenama u BDP-u ili je smjer veze obrnut? Ovako definiran uzročno-posljedični odnos je temelj za raspravu o teoriji endogenog novca.
Ako se utvrdi da smjer veze u vremenu ide od novčane mase prema BDP-u, onda se može odbaciti hipoteza endogenog novca u Hrvatskoj. Ako, s druge strane, utvrdimo da smjer veze u vremenu ide od BDP-a prema novčanoj masi, može se zaključiti da postoje neki dokazi o tome da teorija endogenog novca objašnjava monetarna kretanja u Hrvatskoj.
Kako bi se testirao smjer veze između novca i proizvodnje, u literaturi se najčešće koristi Grangerov test statističke uzročnosti. Poznat pod latinskom uzrečicom post hoc ergo procter hoc (prethodi, dakle uzrokuje), Grangerov test ispituje da li u odnosu varijabli X i Y prethodne vrijednosti varijable X poboljšavaju predviđanje tekuće vrijednosti varijable Y. Ako se sadašnja vrijednost varijable Y može predvidjeti s većom točnošću upotrebom prošlih vrijednosti varijable X, može se zaključiti da X uzrokuje Y u Grangerovom smislu.
Smjer uzročnosti ima smisla tražiti samo u razdoblju u kojem postoji veza među varijablama. Analiza kointegracije je pokazala da je to razdoblje prije krize. Zbog toga je u Tablici 2 prikazan rezultat Grangerovog testa za razdoblje od prvog kvartala 2000. do drugog kvartala 2008. godine. Kako bi se analiza Grangerove uzročnosti mogla provesti na kointegriranim varijablama, korišten je Yoda-Yammamoto pristup,u kojem se Grangerov test uzročnosti provodi unutar VAR modela.
Nulta hipoteza je da varijabla od interesa ne uzrokuje drugu varijablu u Grangerovom smislu. Ako je p-vrijednost u navedenim testovima veća od uobičajenih teorijskih razina signifikantnosti od α=1%, α=5% i α=10%, onda se nulta hipoteza ne može odbaciti i zaključuje se da varijabla od interesa ne uzrokuje drugu varijablu u Grangerovom smislu. Ako su p-vrijednosti manje od teorijskih razina signifikantnosti, onda se ne može prihvatiti nulta hipoteza da nema uzročnosti te se zaključuje kako varijabla od interesa uzrokuje drugu varijablu u Grangerovom smislu.
Tablica 2: Rezultati Grangerovog testa kauzalnosti (u VAR modelu) prije krize
| Nulta hipoteza | p-vrijednost | Zaključak |
| BDP ne uzrokuje M1
M1 ne uzrokuje BDP |
0,98
0,00*** |
M1 à BDP |
masno otisnute p-vrijednosti upućuju da se nulta hipoteza o nepostojanju uzročno-posljedične veze ne može prihvatiti; ***razina signifikantnosti 1%
Rezultati u gornjoj tablici idu u prilog standardnoj teoriji u kojoj kauzalnost ide od količine novca prema ekonomskoj aktivnosti budući da se na razini signifikantnosti od 1% ne može prihvatiti hipoteza da novčana masa M1 ne uzrokuje kretanje BDP-a u Grangerovom smislu.
Neoprezan bi čitatelj mogao zaključiti kako je u Hrvatskoj prije krize monetarna politika bila jako učinkovita, tj. da je država (središnja banka) manipuliranjem novčanom masom mogla direktno i značajno utjecati na BDP. Isto bi zaključili i ekonomisti koji ekonomiju tumače s dvije varijable – ako A onda B.
Međutim, ovi odnosi su puno kompleksniji. Zavise o nizu drugih čimbenika i politika koje mogu dovesti do povećanja M1 prije povećanja BDP-a.
Primjerice, ako smjer uzročnosti ide od kredita prema depozitima, veza između novčane mase i BDP-a se može tumačiti tako da optimistična očekivanja i odluke o potrošnji i investicijama dovode do jače potražnje za kreditima, što dovodi do rasta depozita u bankarskom sustavu i novčane mase, a sve se događa jer se očekuje rast BDP-a (koji se s vremenskim pomakom doista i događa). Ovdje je važno spomenuti i potražnju za novcem koja pod utjecajem psiholoških faktora, kretanja kamatnih stopa i očekivanja, može značajno utjecati na kretanje novčane mase. Na primjer, pad kamatnih stopa na štednju putem mehanizma spekulativne potražnje za novcem (kojeg smo objasnili u B2B br. 10) može povećati novčanu masu mnogo prije nego što niža cijena kapitala dovede do povećanja ekonomske aktivnosti (primjer kada treća varijabla izvan Grangerovog modela različito utječe na varijable u modelu).
Fiskalna politika također može imati snažan utjecaj na kretanja M1 budući da financiranje fiskalnog deficita zaduživanjem značajno utječe na monetarna kretanja. Odluka o velikoj javnoj investiciji financiranoj zaduživanjem također prvo podiže novčanu masu, a tek onda nakon realizacije dovodi do rasta BDP-a. Otvorenost ekonomije i kretanja inozemnog kapitala također imaju važan utjecaj na monetarna kretanja koja mogu povećati novčanu masu prije nego poraste ekonomska aktivnost. Na primjer, priljev stranih investicija i općenito stranog kapitala utječe na monetarna kretanja, a učinak na realna kretanja dolazi tek nakon faze realizacije izdataka zbog kojih su inozemna sredstva stigla u Hrvatsku.
Ovaj tekst treba shvatiti kao podlogu za daljnja istraživanja ove vrlo važne teme. Ujedno je i posljednji tekst u monetarnom dijelu B2B serije. Preostaje objasniti još porijeklo poslovnih ciklusa i mogućnosti za vođenje stabilizacijske makroekonomske politike pomoću IS-LM-BP modela.
DODATAK
Tablica D1: Rezultati testova Johansenovog pristupa analizi kointegracijea
| H0 | H1 | Svojstvene vrijednosti | Statistika traga matrice | p-vrijednost | Statistika maksimalne svojstvene vrijednosti | p-vrijednost |
| r=0 | r>1 | 0.15 | 11.70 | 0.29 | 11.70 | 0.20 |
| r<1 | r>2 | 0.03 | 2.20 | 0.73 | 2.20 | 0.73 |
ana temelju Schwartzovog kriterija je odabran model s konstantom testovi upućuju da ne postoje kointegracijske jednaždbe
Tablica D2: Rezultati testova Johansenovog pristupa analizi kointegracijea
| H0 | H1 | Svojstvene vrijednosti | Statistika traga matrice | p-vrijednost | Statistika maksimalne svojstvene vrijednosti | p-vrijednost |
| r=0 | r>1 | 0.41 | 20.02 | 0.03* | 16.02 | 0.07* |
| r<1 | r>2 | 0.12 | 0.12 | 0.05* | 4.00 | 0.05* |
ana temelju Schwartzovog kriterija je odabran model s konstantom i trendom *upućuje da se nulta hipoteza na može prihvatiti uz razinu signifikantnosti 10% te da postoje dvije kointegracijske jednadžbe
Tablica D3: Rezultati testova Johansenovog pristupa analizi kointegracijea
| H0 | H1 | Svojstvene vrijednosti | Statistika traga matrice | p-vrijednost | Statistika maksimalne svojstvene vrijednosti | p-vrijednost |
| r=0 | r>1 | 0.13 | 5.26 | 0.92 | 5.08 | 0.89 |
| r<1 | r>2 | 0.00 | 0.17 | 0.67 | 0.17 | 0.67 |
ana temelju Schwartzovog kriterija je odabran model s konstantom i trendom testovi upućuju da ne postoje kointegracijske jednaždbe
Johansenov test kointegracije se temelji na dva testa – testu traga matrice i testu maksimalne svojstvene vrijednosti. Pojednostavljeno, ovi testovi ispituju postoje li među varijablama određen broj kointegracijskih jednadžbi r.
U tablicama su prikazane nulte i alternativne hipoteze pa se zaključak može donijeti na temelju pripadajuće p-vrijednosti. U Tablici D2 se vidi da testovi pokazuju kako se ne može prihvatiti nulta hipoteza da je broj kointegracijskih jednadžbi r=0 te da se prihvaća alternativna hipoteza da je broj kointegracijskih jednadžbi veći ili jednak od 1 (budući da su p-vrijednosti manje od teorijskih razina signifikantnosti, što znači da se nalazimo u zoni prihvaćanja alternativne hipoteze). Testovi konačno utvrđuju da je broj kointegracijskih jednadžbi veći od 1 i to da postoje 2 kointegracijske jednadžbe.