mungu agregat

СУДАЛГААНЫ АЖИЛ

МӨНГӨНИЙ АГРЕГАТУУЛЫН ӨСӨЛТ БА ИНФЛЯЦИ1

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

Улаанбаатар хот 2008 оны 1-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.

- 2 -

I. УДИРТГАЛ Сүүлийн жилүүдэд М1 болон М2 мөнгө хурдацтай өсч байгаа билээ. Энэхүү өсөлтөнд дотоод эдийн засгийн идэвхжил гэхээс илүүтэй механик шинжтэй өсөлт зонхилох үүрэг гүйцэтгэж байна. Өөрөөр хэлбэл, мөнгөний өсөлт нь дотоодод үйлдвэрлэл нэмэгдэн иргэд, байгууллагын хуримтлалын өсөлтөөс бий болохоос илүүтэй гадаадад ажиллагсдын мөнгөн гуйвуулга, Монголд ажиллаж амьдарч байгаа гадаад иргэдийн хадгаламжийн өсөлт болон санхүүгийн инноваци, либералчлалтай холбоотойгоор хөрөнгийн дотогшлох урсгал илт нэмэгдэж байгаа зэргээс голлон хамаарч байна. Энэхүү байдал нь мөнгөний үржүүлэгч, мөнгөний эргэлтийн хурдыг тогтворгүй болгосон. Сүүлийн жилүүдэд мөнгөний хурдацтай өсөлт нь үнийн өсөлтийг дагуулаагүй явсаар ирсэн гэж үздэг бөгөөд үүнийг эдийн засгийн мөнгөжилттэй холбон тайлбарласаар ирсэн. Эдийн засагт мөнгөжих үйл явц эрчимтэй явагдаж буй хэдий ч одоо хүртэл мөнгөний хурдацтай өсөлт нь эдийн засагт мөнгөний илүүдлийг бий болгохгүй, үнийн өсөлтийг цаашид дагуулахгүй гэдэг нь эргэлзээтэй юм. Учир нь 2005 онд хийсэн “Монголын эдийн засаг дахь мөнгөний эрэлт” судалгааны ажлаар “М1 болон М2 мөнгөний бүтцийн өөрчлөлттэй холбоотой бий болсон эрэлтээ нийлүүлэлт нь үндсэндээ хангаад ирж байгаа тул ойрын жилүүдэд мөнгөний хурдацтай өсөлт нь мөнгөний гарал үүсэлтэй инфляцийн шалтгаан болж ирэх нөхцлийг бүрдүүлэхээр байна” хэмээн анхааруулж байсан. Мөн 2007 оны хувьд мөнгө, зээлийн агрегатуудын хурдацтай өсөлт нь инфляцийн өсөлттэй давхцсан нь зарим улс төрч, эдийн засагчдад уг эргэлзээг бий болоход голлон нөлөөлсөн. Иймд мөнгөний эрэлт, нийлүүлэлтийг тогтмол харьцуулан судалж, эдийн засагт мөнгөний илүүдэл бий болж байгаа эсэх, мөнгөний илүүдэл нь үнийн өсөлтийг дагуулж буй эсэхийг тогтмол судалж байх нь мөнгөний бодлогын түвшинд зайлшгүй харгалзан үзэж байх зүйлсийн нэг бөгөөд бодлогын түвшинд хариу үйлдэл үзүүлэх боломжийг эрэлхийлэх нь чухал байна. Үүнтэй холбогдуулан дараахь үндсэн 2 асуултанд хариулахыг оролдлоо. Үүнд:

• Эдийн засагт мөнгөний илүүдэл2 бий болж байна уу? • Хэрэв тийм бол мөнгөний илүүдэл нь инфляцийн шалтгаан болж байна уу?

Судалгааны ажил нь дараах бүтэцтэй. 2-р хэсэгт эдийн засагт бодит мөнгөний илүүдэл бий болж байгаа эсэхийг энгийн аргууд болох HP фильтрын хандлага болон мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэлийн хандлага ашиглан тодорхойлов. М1 болон М2 мөнгөний эрэлтийн функцыг Johansen (1988)-ны аргыг ашиглан харуулав. Судалгааны 3-р хэсэгт эдийн засаг дахь бодит мөнгөний эрэлтийн инфляцид үзүүлэх нөлөөг P-Star загвар ашиглан тодорхойлов. Эцэст нь судалгааны ажлын үр дүнг нэгтэж, дүгнэлт гаргасан болно. 2 Энэхүү судалгааны хувьд мөнгөний илүүдэл гэдэгт тэнцвэрт түвшнээсээ давсан илүүдэл мөнгөний нийлүүлэлтийг ойлгоно.

- 3 -

II. ЭДИЙН ЗАСАГТ МӨНГӨНИЙ ИЛҮҮДЭЛ БИЙ БОЛЖ БАЙНА УУ? Эдийн засагт мөнгөний илүүдэл бий болж байгаа эсэхийг тодорхойлох энгийн 2 арга зүйг ашиглав. Эхнийх нь Borio болон Lowe (2004) нарын аргачлал бөгөөд бодит мөнгөний урт хугацааны тренд утгаасаа зөрөх зөрүүг тооцдог. Ингэхдээ Hodrick-Prescott фильтрыг ашигладаг байна. Хоёрдахь нь, Европын холбооны орнуудад түгээмэл ашиглагддаг арга юм. Тус арга нь тэнцвэрт мөнгөний хэмжээг тодорхойлохдоо эхэлж мөнгөний эрэлтийн функцыг үнэлэн, түүнд нөлөөлөгч хүчин зүйлсийн тэнцвэрт утгыг орлуулах замаар тооцдог. Харин мөнгөний зөрүү (мoney gap)-г бодит мөнгөний нийлүүлэлт ба тэнцвэрт түвшний зөрүүгээр тооцдог. 2.1 Мөнгөний илүүдэл бий болсон эсэхийг HP фильтрээр тооцох нь Манай орны хувьд ДНБ-ий дефляторыг улирлаар тооцдоггүй тул бодит мөнгөний үзүүлэлтийг мөнгө болон ХҮИ-ийн харьцаагаар төлөөлүүлсэн болно. Бодит М1 болон М2 мөнгөний хувьд улирлын тогтвортой хамаарал илэрч байгаа тул улирлын зохицуулалт хийсний дараа HP фильтрээр тэнцвэрт түвшинг тодорхойлов3. График 1 болон График 2-т харгалзан М1 болон М2 мөнгөний нийлүүлэлтийг тэнцвэрт түвшингийн харьцуулалт болон бодит мөнгөний зөрүү (real money gap)-г харуулав. График 1. Бодит М1 болон М2 мөнгөний нийлүүлэлт ба тэдгээрийн тэнцвэрт утга, HP фильтрын хандлага

7.4

7.6

7.8

8.0

8.2

8.4

8.6

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 20078.0

8.4

8.8

9.2

9.6

10.0

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

3 Улирлын тогтвортой хамаарал байгаа эсэхийг Census X-12-ARIMA аргын F статистик болон Q статистикт суурилан тодорхойлсон бөгөөд улирлын зохицуулалтыг Census X-12-ARIMA аргаар хийсэн болно.

М1 мөнгөний тэнцвэрт утга


М2 мөнгөний бодит утга


- 4 -

График 2. Бодит М1 болон М2 мөнгөний зөрүү (real money gap)

-.15

-.10

-.05

.00

.05

.10

.15

.20

.25

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

-.10

-.05

.00

.05

.10

.15

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

График 1 болон График 2-оос харахад М1 мөнгө 2002 оны 1 дүгээр улирлаас 2004 оны 2 дугаар улирлын хооронд илүүдэлтэй, 2004 оны 3 дугаар улирлаас 2006 оны 4 дүгээр улирлын хооронд хомсдолтой байсан бол 2007 оны эхний улирлаас эхлэн дахин мөнгөний илүүдэл бий болоод байгаа дүр зураг харагдаж байна. Гэхдээ 2007 оны эхнээс бий болоод байгаа М1 мөнгөний илүүдэл нь өмнөх жилүүдийнхээс мэдэгдэхүйц өндөр буюу 2007 онд дунджаар тэнцвэрт түвшнээс 10-15 орчим хувиар давсан байна. 2002-2004 оны мөнгөний илүүдэл нь 2005 онд хийгдсэн “Монголын эдийн засаг дахь мөнгөний эрэлт” судалгааны үр дүнтэй нийцтэй байна. Өөрөөр хэлбэл, өмнөх судалгааны ажлаар “2002 оны 1 дүгээр улирлаас 2004 оны 4 дүгээр улирлын хоорондох M1 мөнгөний нийлүүлэлтийн илүүдэл нь мөнгөний гарал үүсэлтэй инфляцийн шалтгаан болсон байхаар дүр График харагдаж байна” гэсэн дүгнэлт хийж байсан билээ. Харин М2 мөнгөний хувьд 2002 оны 2 дугаар улирлаас 2004 оны 2 дугаар улирлын хооронд мөнгөний илүүдэлтэй, 2004 оны 3 дугаар улирлаас 2006 оны 4 дүгээр улирлын хооронд хомсдолтой байсан бол 2007 оны эхний улирлаас эхлэн дахин мөнгөний илүүдэл бий болоод байна. Эндээс харахад М1 болон М2 мөнгөний илүүдэлтэй байсан болон хомсдолтой байсан үеүд нь цаг хугацааны хувьд давхцаж байна. Харин 2007 оноос хойших мөнгөний илүүдэл нь М1 мөнгөний хувьд өмнөх жилүүдтэй харьцуулахад нэлээд өндөр байгаа бол, М2 мөнгөний хувьд 2002-2004 оны түвшинтэй харьцуулахад бага байна. Энэ нь 2007 оны эхнээс Засгийн газраас нийгмийн шинж чанартай зарцуулалтыг түлхүү нэмэгдүүлсэн, хүүхдийн мөнгө зэргээр эдийн засагт бэлэн мөнгө ихээр гаргах болсонтой холбоотой юм. М1 болон М2 мөнгөний илүүдэлд эдийн засгийн мөчлөг болон бусад хүчин зүйлс хэрхэн нөлөөлсөн талаар 2.3 хэсэгт дэлгэрэнгүй тайлбарлах болно. 2.2 Мөнгөний илүүдэл бий болсон эсэхийг мөнгөний эрэлтийн функц ашиглан тооцох нь Бодит мөнгөний зөрүүг тооцох өөр нэг боломжит арга нь мөнгөний эрэлтийн загвар ашиглан тэнцвэрт түвшинг тодохойлж, бодит мөнгөнөөс зөрөх зөрүүг тооцдог арга юм. Иймд тус аргаар бодит мөнгөний зөрүү тооцохын тулд эхлээд мөнгөний

Мөнгөний илүүдэл

Мөнгөний хомсдол

- 5 -

эрэлтийн функцыг үнэлэх шаардлагатай болно. 2.2.1 хэсэгт мөнгөний эрэлтийн функцыг үнэлж, 2.2.2 хэсэгт бодит мөнгөний зөрүүг тооцох болно. 2.2.1 Мөнгөний эрэлтийн функцын үнэлгээ Урт хугацааны мөнгөний эрэлтийн функцыг 2000 оны 1 дүгээр улирлаас 2007 оны 4 дүгээр улирлын хоорондын тоон өгөгдлөөр S.Sriram (1999)4-ын нээлттэй эдийн засгийн мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэлд суурилан үнэлэв. Урт хугацааны мөнгөний эрэлтийн функцыг дараахь байдалтай гэж үзсэн. Үүнд:

[1] ( , )M f S OCP

=

Энд S- эдийн засгийн хэмжээ, идэвхжлийг илэрхийлэх бөгөөд бодит ДНБ (Y )-ээр төлөөлүүлсэн. OC- мөнгө эзэмшсэнээс бий болох алдагдсан боломжийн зардлыг илэрхийлнэ. Нээлттэй эдийн засгийн хувьд OC-ыг төгрөгийн гадаад валюттай харьцах ханшны өөрчлөлт ( ds ), инфляци ( π ), төгрөгийн зээл ( lr ) болон хадгаламжийн хүү ( dr )-ний зөрүүгээр төлөөлүүлж5 болно. [2] ( , , )l dOC r r dsφ π= − [1] болон [2]-ыг нэгтгэвэл мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл нь дараахь байдалтай болно.

[3] ( , ( , , ))l dM f Y r r dsP

φ π= −

[3] тэгшитгэлийг натурал логарифм авсан хэлбэрт хөрвүүлэн бичвэл:

[4] ( ) ( ) (?)( )

, , ,l dm p y r r dsϕ π− −+

⎛ ⎞− = −⎜ ⎟⎝ ⎠

Энд ( )m p− - М1 эсвэл М2 мөнгийг ХҮИ-т харьцуулсан үзүүлэлтийн натурал

логарифм; y - бодит ДНБ (2005 оны зэрэгцүүлэх үнээр)-ны логарифм6, ( )l dr r− - төгрөгийн зээл болон хадгаламжийн хүүний зөрүү (жилийн хүү), хувиар; π - улирлын инфляци, жилд шилжүүлснээр ( ( ) ( )1ln ln *4t td CPI CPIπ −⎡ ⎤= −⎣ ⎦ ), хувиар;

4 “Demand for M2 in an Emerging-Market Economy: An Error Correction model for Malaysia“, IMF, WP/99/173. 5 A. Calza,D. Gerdesmeier болон J.Levy (2001). 6 ДНБ-д улирлын хүчтэй хэлбэлзэл ажиглагддаг тул Census X-12-ARIMA аргаар улирлын зохицуулалт хийсэн.

- 6 -

ds -төгрөгийн гадаад валюттай харьцах ханшны өөрчлөлт, жилд шилжүүлснээр ( ( ) ( )1ln ln *4t tds s s −⎡ ⎤= −⎣ ⎦ ), хувиар7. Үзүүлэлтүүдийн интегрэшн зэргийг ADF тест ашиглан шалгасан бөгөөд y ,

( )1m p− , ( )2m p− үзүүлэлтүүд I(1) процесс, харин ( )l dr r− , π , ds үзүүлэтүүд I(0) процесс байна (Хавсралт 1). [4] тэгшитгэлийг Johansen (1988) болон Johansen, Juselius (1990)-ын хөгжүүлсэн коинтэгрэшн процедурыг ашиглан вектор хэлбэрт алдаа залруулах загвар (VEC)-ын үнэлгээгээр тодорхойлсон. Тус аргаар тооцоо хийхэд үзүүлэлтүүд адил эрэмбийн интегрэшн зэрэгтэй байхыг шаарддаг бөгөөд ( )l dr r− , π , ds үзүүлэтүүдийн хувьд 1-р эрэмбийн ялгаврын дараа ч тогтвортой гэсэн дүн харуулсан болно (Хавсралт 1). Эмпирик судалгаанд загварт тодорхойлогдсон үзүүлэлтүүд бүгд адил эрэмбээр тодорхойлогдох нь ховор бөгөөд бүх үзүүлэлтүүд адил эрэмбэ дээр тогтвортой байвал тус аргаар тооцоо хийж болно гэж үздэг8. М1 мөнгөний хувьд Trace статистик нь эдгээр үзүүлэлтүүдийн хооронд 1 коинтегрэшн хамаарал байж болохыг харуулсан бол, Max-Eigen cтатистик боломжит 2 коинтегрэшн хамаарал байж болохыг харуулж байна9 (Хавсралт 2-ын А.1). Судалгааны зорилго нь мөнгөний эрэлтийн функцыг үнэлэх явдал тул VEC загварын үнэлгээнд 1 урт хугацааны хамаарлыг оруулан үнэлсэн болно. VEC загварын үнэлгээний диагностик тестийн үр дүнг Хавсралт 2-ын A.2-т харуулсан. Тестийн үр дүн нь 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд үлдэгдлүүдийн хооронд серийн кореляцигүй, хэвийн тархалттай болохыг харуулсан. М2 мөнгөний хувьд Trace статистик болон Max-Eigen cтатистик нь эдгээр үзүүлэлтүүдийн хооронд боломжит 2 коинтегрэшн хамаарал байж болохыг харуулж байна10 (Хавсралт 2-ын B.1). Судалгааны зорилго нь мөнгөний эрэлтийн функцыг үнэлэх явдал тул VEC загварын үнэлгээнд 1 урт хугацааны хамаарлыг оруулан үнэлсэн болно. VEC загварын үнэлгээний диагностик тестийн үр дүнг Хавсралт 2-ын A.2-т харуулсан. Тестийн үр дүн нь 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд үлдэгдлүүд хооронд серийн кореляцигүй, хэвийн тархалттай болохыг харуулсан.

7 М1, М2 болон төгрөгийн зээл, хадгаламжийн хүүг Монголбанкны сарын статистик мэдээллээс, бодит ДНБ болон ХҮИ-ийг ҮСГ-ын мэдээллээс авч ашигласан. 8 Энэ талаар S.Sriram (1999)-аас харах боломжтой. 9 Коинтэгрэшн хамаарлыг шалгахдаа хугацааны хоцролтыг 1-ээр сонгосон. Учир нь VAR загварын хугацааны хоцролт HQ болон SC шинжүүрээр 2, LR болон FPE шинжүүрүүд 4 байж болохыг харуулсан. Түүврийн тоо бага тул VEC загварын хоцролтыг 1-ээр сонгосон. Мөн тус хамаарлыг шалгахад экзоген хувьсагчаар 4-р улирлын дамми хувьсагчийг оруулсан болно. 10 Коинтэгрэшн хамаарлыг шалгахдаа хугацааны хоцролтыг 2-оор сонгосон. Учир нь VAR загварын хугацааны хоцролт AIC болон SC шинжүүрээр 4, LR шинжүүр 3 байж болохыг харуулсан. Түүврийн тоо богино тул VEC загварын хоцролтыг 2-оор сонгосон. Мөн тус хамаарлыг шалгахад экзоген хувьсагчаар логарифм трендыг оруулсан болно.

- 7 -

Мөнгөний эрэлтийн функцыг [4]-т тодорхойлсон хэлбэрээр М1 мөнгөний хувьд VEC(1), М2 мөнгөний хувьд VEC(2) загвараар үнэлэхэд коинтэгрэшн хамаарал дахь инфляци (π )-ийн өмнөх коэффициент эдийн засгийн утгатай нийцгүй байсан тул түүнд хязгаарлалт тавьж үнэлэв. Тус хязгаарлалыг статистикийн хувьд хүлээж авахаар үр дүнг LR тест харуулсан11. Үнэлэгдсэн урт хугацааны мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл нь дараахь хагас логарифм хэлбэртэй байна (хаалтанд байгаа тоо нь стандарт алдааг илэрхийлнэ). М1 мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл: [5] ( )

(0.26) (0.008) (0.007)1 6.75 1.05 0.004 0.036l dm p y r r ds− = − + ⋅ − ⋅ − + ⋅

М2 мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл: [6] ( )

(0.21) (0.004) (0.004)2 5.58 1.12 0.023 0.009l dm p y r r ds− = − + ⋅ − ⋅ − + ⋅

[5] болон [6] тэгшитгэлээс харахад бодит М2 мөнгөний төгрөгийн зээл, хадгаламжийн хүүний зөрүүнээс хамаарах мэдрэмж нь бодит М1 мөнгөний мэдрэмжээс 5 дахин өндөр байна. Мөн бодит М2 мөнгөний хүүний зөрүүнээс хамаарах мэдрэмжийг статистикийн хувьд хүлээж авах боломжтой байхад бодит М1 мөнгөний хувьд боломжгүй байна. Харин бодит мөнгөний валютын ханшны өөрчлөлтөөс хамаарах мэдрэмжийн хувьд М1 мөнгөнийх М2 мөнгөнийхөөс 4 дахин өндөр байна. Эдгээрийг статистикийн хувьд хүлээж авах боломжтой байна. Эндээс харахад хөрвөх чадвар өндөртэй буюу бэлэн мөнгөний эрэлт (М1)-энд хүүний зөрүүнээс илүүтэй төгрөгийн гадаад валюттай харьцах ханшны өөрчлөлт голлох үүрэгтэй байна. Харин М2 мөнгөний хувьд хүүний зөрүү голлох нөлөөтэй байгаа бөгөөд ханшны өөрчлөлт нь хадгаламжийн багцын хооронд л шилжилт хийхээс эцсийн М2 агрегатад нөлөө нь сул гэсэн онолын таамаглалтай нийцтэй байна. М2 мөнгөнд ханшны үзүүлэх нөлөө нь М1 мөнгөнд гарах өөрчлөлттэй холбоотой. ДНБ-ий өсөлтөөс хамаарах мэдрэмжүүдийн хувьд ерөнхийдөө ойролцоо буюу 1.1 орчим байна. Энэ нь эдийн засгийн бодит өсөлт 1%-иар өсөхөд бодит М1 болон М2 мөнгөний эрэлт 1.1 хувиар нэмэгдэхийг илэрхийлнэ. Эдгээрээс сүүлийн жилүүдийн мөнгөний эрэлтийн өсөлтийг голлон эдийн засгийн өсөлт болон зээл, хадгаламжийн хүүний зөрүү тодорхойлсон гэж үзэж болохоор байна.

11 Хавсралт 2-ын А.3 болон B.3-т үзүүлсэн.

- 8 -

2.2.2 Бодит мөнгөний зөрүүг тооцох нь Бодит мөнгөний зөрүүг бодит M1 болон М2 мөнгөний нийлүүлэлтээс мөнгөний эрэлтийн функцын үнэлгээг ашиглан тооцсон тэнцвэрт түвшинг хасч тооцдог. Мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэлийн хандлага нь дараахь байдлаар тооцдог. Үүнд: [7] ( )( )* * * *( ) ( ) ( )l d

t t t t t tREALMONEYGAP realM c y r r dsα β γ= − + ⋅ + ⋅ − + ⋅

энд *y - ДНБ-ий потенциал (тэнцвэрт) түвшин, *( )lr , *( )dr -зээл, хадгаламжийн хүүний тэнцвэрт түвшин, *ds - ханшны өөрчлөлтийн тэнцвэрт түвшин, , ,c β γ - мөнгөний эрэлтийн функцын параметрүүд. ДНБ, хүүний зөрүү болон ханшны өөрчлөлтөөр мөнгөний нийлүүлэлтийн тайлбарлагдахгүй үлдэх хэсгийг регрессийн үлдэгдэл буюу tε гэж тэмдэглэе. Энэ тохиолдолд бодит мөнгөний зөрүүг дараахь байдалд хөрвүүлэн бичиж болно. Үүнд:

[8]

( )( )( )( )

( ) ( ) ( )( ) ( )

* * * *

* * * *

( ) ( )

( ) ( )

l dt t t t t t

l dt t t t

l l d dt t t t t t t t t

REALMONEYGAP c y r r ds

c y r r ds

y y r r r r ds ds

α β γ ε

α β γ

ε α β γ

= + ⋅ + ⋅ − + ⋅ + −

+ ⋅ + ⋅ − + ⋅

= + ⋅ − + ⋅ − − − + ⋅ −

Энд tε - бодит М3 мөнгө болон мөнгөний эрэлтийн загвараас тодорхойлогдох

бодит М3 мөнгөний “хүсч байгаа” эсвэл “тэнцвэрт” түвшний зөрүү, ( )*t ty yα ⋅ − -

эдийн засгийн мөчлөгтэй холбоотой бий болох мөнгөний зөрүү, ( ) ( )( )* *( ) ( )l l d d

t t t tr r r rβ ⋅ − − − - эдийн засаг дахь хүүнүүдийн тэнцвэрээс зөрөх

зөрүүтэй холбоотой бодит мөнгөний зөрүү, ( )*t tds dsγ ⋅ − - ханшны өөрчлөлтийн

тэнцвэрээс зөрөх зөрүүтэй холбоотой бодит мөнгөний зөрүү.

*y , *( )lr , *( )dr , *ds - ийг түгээмэл ашиглагддаг энгийн арга болох HP фильтрээр тооцов. HP фильтрээр тооцоо хийхдээ улирлын тоон өгөгдөл ашиглаж байгаа тул бусад орнуудын жишгийн дагуу 1600λ = -аар сонгов. Мөн HP фильтрийг ашиглах үед төгсгөлийн цэгийг буруу тооцдог гэж үздэг бөгөөд үүнийг бусад судалгааны адилаар 1 үе нэмж таамаглан HP фильтрээр тооцож таамагласан сүүлийн цэгийг тооцоонд ашиглахгүй байх гэсэн аргаар шийдвэрлэсэн болно. [7] тэгшитгэлийг ашиглан бодит М1 болон М2 мөнгөний тэнцвэрт утга болон тэнцвэрээс зөрөх зөрүүг тооцон График 3 болон График 4-т харууллаа.

- 9 -

График 3. Бодит М1 болон М2 мөнгөний нийлүүлэлт ба тэдгээрийн тэнцвэрт утга, мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэлийн хандлага

7.4

7.6

7.8

8.0

8.2

8.4

8.6

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 20078.0

8.4

8.8

9.2

9.6

10.0

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

График 4. Бодит М1 болон М2 мөнгөний зөрүү (real money gap), мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэлийн хандлага

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

.4

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007-.15

-.10

-.05

.00

.05

.10

.15

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

График 3 болон График 4-өөс харахад М1 мөнгө 2002 оны 2 дугаар улирлаас 2004 оны 2 дугаар улирлын хооронд илүүдэлтэй, 2004 оны 3 дугаар улирлаас 2006 оны 3 дүгээр улирлын хооронд хомсдолтой байсан бол 2006 оны 4 дүгээр улирлаас эхлэн дахин мөнгөний илүүдэл бий болоод байгаа дүр График харагдаж байна. Харин М2 мөнгөний хувьд 2002 оны 3 дугаар улирлаас 2004 оны 2 дугаар улирлын хооронд мөнгөний илүүдэлтэй, 2004 оны 3 дугаар улирлаас 2006 оны 4 дүгээр улирлын хооронд хомсдолтой байсан бол 2007 оны эхний улирлаас эхлэн дахин мөнгөний илүүдэл бий болоод байгаа дүр График харагдаж байна. HP фильтр болон мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэлийн хандлагаар тооцсон бодит мөнгөний зөрүү нь 2005 оны “Монголын эдийн засаг дахь мөнгөний эрэлт” судалгааны ажлын үр дүнтэй нийцтэй байна. Мөнгөний эрэлтийн хандлагаар тооцсон болон HP фильтрээр тооцсон бодит мөнгөний зөрүүнүүд үндсэндээ давхцаж байгаа буюу 2007 оны эхнээс бодит М1 болон М2 мөнгөний илүүдэл бий болоод байна гэж үзэж болохоор байна.





Мөнгөний илүүдэл

Мөнгөний хомсдол

- 10 -

2.3 Эдийн засаг дахь мөнгөний илүүдлийн шалтгаан 2007 оны эхний улирлаас хойш эдийн засагт нэлээд их хэмжээний мөнгөний илүүдэл бий болоход нөлөөлөгч гол хүчин зүйлсийн нэг нь Засгийн газраас хүүхдийн мөнгө, гэрлэсэн хосын мөнгө зэрэг нийгмийн шинжтэй чанартай шилжүүлгийг олгож эхэлсэнтэй холбоотой. Учир нь Засгийн газраас хүүхдийн мөнгийг олгохдоо Төв банкинд дахь Монгол улсыг хөгжүүлэх сангийн данснаас Төрийн сангийн нэгдсэн дансанд шилжүүлж, харин бусад нийгмийн шилжүүлэг (анх гэр бүл бологсдын мөнгө, цалин, тэтгэвэр, тэтгэмж гэх мэт)-үүдийг шууд Төрийн сангийн нэгдсэн данснаас Төв банк дахь арилжааны банкуудын харилцах данс руу шилжүлэн гаргадаг. Иймд М1 болон М2 мөнгө шууд механикаар өсдөг. Энэ зөвхөн анх олгоход бий болох нөлөө бөгөөд цааш энэхүү мөнгө нь дундаж үржүүлэгчээр үржсэн дүнтэй тэнцүү хэмжээгээр мөнгөний нийлүүлэлтийг нэмэгдүүлдэг. Иймд эдийн засагт мөнгөний илүүдэл бий болоход төсвийн нийгмийн халамжид чиглэсэн бодлого нөлөөлсөн. Энэ замаар бий болсон мөнгөний илүүдэл нь үнийн өсөлтийг дагуулах магадлал өндөр байдаг. Харин мөнгө эдийн засагт эргэлдэж, эдийн засгийн процессоор өсөх нь үнийн өсөлтөнд үзүүлэх нөлөө нь сул гэж үздэг. Механик шинжтэй, тэр дундаа бэлэн мөнгөөр иргэдэд олгож байгаа нь үнийн өсөлтөнд илүү хурдан, хүчтэй нөлөөлдөг. Иймд 2007 оны эхнээс бий болоод байгаа мөнгөний илүүдэл нь үнийн өсөлтийн шалтгаан болж байх магадлал туйлын өндөр юм. Үүнийг дараагийн III бүлэгт дэлгэрэнгүй авч үзэх болно. Гэхдээ Засгийн газраас тус шилжүүлгийг олгохоос өмнө Төв банкинд тухай бүр мэдэгдэж байсан тохиолдолд Төв банкны үнэт цаасны арилжаа (3 эсвэл 6 сарын хугацаатай ТБҮЦ) зохион байгуулах замаар тус мөнгөний эдийн засагт гарах хугацааг хойшлуулах, нөлөөллийг зөөлрүүлэх зэрэг арга хэмжээ авах боломжтой байсныг үгүйсгэхгүй. Бодит мөнгөний зөрүүнд эдийн засгийн мөчлөг, хүү болон ханшны өөрчлөлтийн тэнцвэрт утгаасаа зөрөх зөрүүнүүд нөлөөлдөг талаар [8] тэгшитгэлд харуулсан. Сүүлийн жилүүдэд эдийн засгийн өсөлт өндөр байж, ДНБ-ий зөрүү 2004 оноос хойш хуримтлагдсан нийлбэр эерэг байгаа нь эдийн засаг “халж”12 бодит мөнгөний илүүдэл бий болоход нөлөөлж байна гэж үзэж болоход хүргэнэ. Гэхдээ 2007 оны бодит М1 болон М2 мөнгөний илүүдлийн 15-20 орчим хувь нь эдийн засгийн мөчлөгөөр тайлбарлагдахаар байна. Cүүлийн 2 жилийн хугацаанд зээлийн хүү хурдацтай буурч байгаа нь зээл, хадгаламжийн хүүний бууралтыг бий болгож байгаа бөгөөд хүүний зөрүүний бууралт нь бодит М2 мөнгөний илүүдэлд нөлөөж байна. Хүүний зөрүүний тэнцвэрт түвшнээс зөрөх зөрүү нь 2007 оны бодит М1 мөнгөний илүүдлийн 4 орчим хувь, бодит М2 мөнгөний 10-15 орчим хувийг тайлбарлаж байна. Харин ханшны өөрчлөлтийн тэнцвэрт утгаас зөрөх зөрүү нь 2007 оны бодит М1 мөнгөний 5-10

12 Д.Ган-Очир (2007), “Монголын дотоодын нийт бүтээгдэхүүний алдагдал: Нэг хувьсагчийн хандлага”

- 11 -

орчим хувийг тайлбарлаж байгаа бол, бодит М2 мөнгөний дөнгөж 1 орчим хувийг л тайлбарлахаар байна. 2007 оноос хойш бодит мөнгөний дийлэнх хэсгийг буюу 55-70 орчим хувийг мөнгөний эрэлтийн функц дахь хувьсагчдаар тайлбарлагдахгүй хүчин зүйлс буюу шокоор тайлбарлагдахаар байна. Өөрөөр хэлбэл, энэ нь уламжлалт эдийн засгийн процессоор тайлбарлагдахгүй буюу гадаад болон дотоод эдийн засагт бий болсон гэнэтийн өөрчлөлтөөр тайлбарлагдана гэж онолын хувьд үздэг. Манай орны хувьд гадаад хүчин зүйлсэд дотогшлох мөнгөн урсгал хурдацтай нэмэгдэж байгаагаар тайлбарлагдаж болох юм. Энэхүү дотогшлох урсгалд эдийн засгийн таатай орчин болох эдийн засгийн өсөлт, гадаад орнуудтай харьцуулахад хүүний түвшин өндөр байгаа, уул уурхай болон санхүүгийн салбарт хөрөнгө оруулалт нэмэгдэж байгаа зэргээс гадна гадаадад ажиллагсдын мөнгөн гуйвуулга зэрэг хүчин зүйлс нөлөөлж байна. Харин дотоод эдийн засагт бий болсон шок нь дээр дурьдсанчлан Засгийн газраас мөнгөний нийлүүлэлтийг шууд механикаар өсгөсөн явдал бөгөөд энэ нь мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэлийн үлдэгдэл 2007 оноос огцом өсч байгаагаар нотлогдоно. III. ЭДИЙН ЗАСАГ ДАХЬ МӨНГӨНИЙ ИЛҮҮДЛИЙН ИНФЛЯЦИД ҮЗҮҮЛЭХ НӨЛӨӨ Бодит мөнгөний зөрүү (HP фильтрээр тооцсон) ба ерөнхий инфляци, суурь инфляцийг харьцуулан График 5, 6-д харууллаа. Харин мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл ашиглан тооцсон бодит мөнгөний зөрүү ба инфляцийн хамаарлыг Хавсралт 3-т харууллаа. График 5. Бодит М1, М2 мөнгөний зөрүү (HP фильтрээр тооцсон) ба ерөнхий инфляци

-20%

-15%

-10%

-5%

0%

5%

10%

15%

20%

25%

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

Бодит М1 мөнгөний зөрүү

Жилийн инфляци

-20%

-15%

-10%

-5%

0%

5%

10%

15%

20%

25%

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007


Жилийн суурь инфляци

- 12 -

График 6. Бодит М1, М2 мөнгөний зөрүү (HP фильтрээр тооцсон) ба ерөнхий инфляци

-15%

-10%

-5%

0%

5%

10%

15%

20%

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007



-15%

-10%

-5%

0%

5%

10%

15%

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007



График 5 болон График 6-аас харахад бодит мөнгөний зөрүү ба инфляцийн хооронд 3-4 улирлын хугацааны хоцролттой хамаарал байхаар байна. 2007 оны бодит М1, М2 мөнгөний илүүдэл нь жилийн инфляци болон суурь инфляцитай адил чиглэлд өөрчлөгдөж байна. Эдгээр үр дүнг мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл ашиглан тооцсон бодит мөнгөний зөрүү ба инфляцийн хоорондын харьцуулалт харуулсан болно (Хавсралт 3). Бодит мөнгөний зөрүүний инфляцид үзүүлэх нөлөөг тооцоход ашигладаг энгийн арга нь Hallman, Porter болон Small (1989 болон 1999) нарын боловсруулан ашигласан P-Star загварын хандлага юм. Энгийн P-Star загварыг дараахь энгийн тэгшитгэлээр илэрхийлж болно. Үүнд: [9] ( )( ) ( ) ( )1 1 1

obj objt t t t m z t tt j

L REALMONEYGAP L Z uππ π α π π α α+ + +−= + − + + +

[9] тэгшитгэл нь инфляци ( tπ )-ийн Төв банкны зорилтот инфляци ( obj

tπ )-ийн түвшнээс зөрөх зөрүүнд нөлөөлөгч хүчин зүйлсийг илэрхийлнэ. Тус инфляцийн зөрүүнд түүний өмнөх үеийн утга, бодит мөнгөний зөрүү болон бусад инфляцид нөлөөлөгч хүчин зүйлс ( Z ) нөлөөлнө гэж үздэг. Бодит мөнгөний зөрүү болон бусад нөлөөлөгч хүчин зүйлсийн инфляцид үзүүлэх нөлөөг mα , Zα параметрүүд илэрхийлнэ. Энэхүү судалгаанд энгийн загвар ашиглаж буй тул Z -ыг дотоодын шатахууны үнээр төлөөлүүлэв. [9] тэгшитгэлд шатахууны үнэ (A-80 бензины үнээр төлөөлүүлсэн)-ийг оруулсан нь бодит мөнгөний зөрүүгээр тайлбарлагдахгүй 13 инфляцийн өөрчлөлтийг тайлбарлахад хамгийн тохиромжтой хувьсагч гэж үзсэн явдал юм. [9] тэгшитгэлийг шууд үнэлэх боломжгүй буюу Төв банкны зорилтот инфляцийн түвшинг төлөөлүүлэх хувьсагч байхгүй. Учир нь Төв банкны төрийн мөнгөний бодлогын үндсэн чиглэлд зарладаг инфляцийг авах боломжтой хэдий ч тус

13 Учир нь мөнгө болон инфляцийн хороондын хамаарал дундаас урт хугацаанд ажиглагддаг гэж үздэг.

- 13 -

инфляци нь түүврийн зарим жилүүдэд 1 оронтой тоо гэсэн байдлаар орсон, мөн улирал бүр тус зорилтот барих эсвэл жилийн эцэст барих нь тодорхойгүй байдаг зэрэг нь үнэлгээнд ашиглах боломжгүйд хүргэнэ. Иймд Төв банкны зорилтот инфляцийг тогтмол байсан гэж үзэн тус хувьсагчийг сул гишүүн байдлаар тэгшитгэлд оруулан үнэлэх нь тохиромжтой гэж үзсэн . [10] ( ) ( ) ( )1 0 1t t m z t tt j

L REALMONEYGAP L Z uππ α α π α α+ +−= + + + +

[10] тэгшитгэлийн хамаарах хувьсагчаар жилийн инфляци болон суурь инфляцийг сонгосон 14 бөгөөд 2000 оны 1 дүгээр улирлаас 2007 оны 4 дүгээр улирлын хоорондын тоон өгөгдлөөр үнэлсэн, статистикийн хувьд хүлээж авч болохуйц үнэлгээний үр дүнг Хүснэгт 1-д харууллаа. Дэлгэрэнгүй үр дүнг Хавсралт 4-т харууллаа. Хүснэгт 1. P-Star загварын үнэлгээ: мөнгөний зөрүүний инфляцид үзүүлэх нөлөө





Параметр HP фильтрээр тооцсон бодит М1

мөнгөний зөрүү Мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл ашиглан тооцсон бодит М1 мөнгөний зөрүү

0α -0.59* -0.08 -0.10 0.03*

mα 0.46* (j=4) 0.12 (j=4) 0.55* (j=4) 0.05 (L=3) ( )Z Lα 0.10* (L=0) 0.02 (L=2) 0.03 (L=0) -

( )Lπα 0.27* (L=3) 0.48* (L=1) 0.43* (L=3) 0.50* (L=1)

HP фильтрээр тооцсон бодит М2 мөнгөний зөрүү

Мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл ашиглан тооцсон бодит М2 мөнгөний зөрүү

0α -0.38* -0.03* -0.20*** 0.03*

mα 0.48* (j=4) 0.22* (j=4) 0.42* (j=4) 0.21* (j=4) ( )Z Lα 0.07* (L=0) - 0.04** (L=0) -

( )Lπα - 0.48* (L=1) 0.22*** (L=1) 0.46* (L=1) *, **, **** харгалзан 1%, 5%, 10%-ийн ач холбогдлын түвшинд инфляци, суурь инфляцид нөлөөтэй болохыг илэрхийлнэ. Хүснэгт 1-д харуулсан P-Star загварын үнэлгээнээс харахад бодит М1 мөнгөний зөрүү нь жилийн ерөнхий инфляцид нөлөөлдөг хэдий ч жилийн суурь инфляцид нөлөөгүй байна. Харин бодит М2 мөнгөний зөрүү нь жилийн ерөнхий болон суурь инфляцид нөлөөлж байна. Өөрөөр хэлбэл, манай эдийн засагт мөнгөний илүүдэл нь 4 улирлын хоцролттойгоор инфляцийн өсөлтийн шалтгаан болж байхаар үр дүн харуулж байна. Үнэлгээний үр дүнгээр бодит М1 мөнгө тэнцвэрт түвшнээс 10%-иар давах нь 4 улирлын дараа 4.6-5.5 хувийн жилийн инфляцийг бий болгохоор

14 Зарим судалгаанд мөнгөний илүүдлээс бий болох инфляцийг эрэлтээс үүдэлтэй инфляци тул нийлүүлэлтийн талын нөлөөг арилган тооцсон суурь инфляцид нөлөөлдөг гэж үзэх хандлага бий. Тус судалгаанд суурь инфляцийг ХҮИ-ээс шатахуун болон хүнсний бүлгийг хасч тооцсон болно.

- 14 -

байна. Харин бодит М2 мөнгө тэнцвэрт түвшнээс 10%-иар давах нь 4 улирлын дараа 4.2-4.8 хувийн жилийн инфляцийг, 2.1-2.2 хувийн жилийн суурь инфляцийг бий болгохоор байна15. Эдийн засаг дахь мөнгөний илүүдэлд эдийн засгийн мөчлөг буюу эрэлтийн талын хүчин зүйлс нөлөөлж байгааг өмнөх хэсэгт харуулсан. Иймд сүүлийн жил гаруйн хугацаанд үргэлжилж буй инфляцийн өсөлт нь дан ганц нийлүүлэлтийн хүчин зүйлсээр бус эрэлт, нийлүүлэлтийн хүчин зүйлсийн хамтын нөлөөгөөр өсч байна гэж үзэж болохоор байна. Хүснэгт 1-д харуулсан үнэлгээнээс харахад шатахууны үнэ 10%-иар өсөх нь тухайн улиралдаа багтан жилийн инфляцийг 0.4-1.0 орчим нэгж хувиар өсгөхөөр, харин суурь инфляцид үзүүлэх нөлөөг статистикийн хувьд хүлээн авах боломжгүй байна. Энэхүү үр дүн нь шатахууны үнэ голлон хүнсний бүтээгдэхүүний үнэнд хүчтэй нөлөөлдөг болохыг илэрхийлж байна. IV. СУДАЛГААНЫ ҮР ДҮН, ДҮГНЭЛТ Энэхүү судалгааны ажлаар эдийн засагт мөнгөний илүүдэл бий болж байгаа эсэх, хэрэв тийм бол мөнгөний илүүдэл нь инфляцийн шалтгаан болж байна уу гэдэгт хариулт өгөхийг оролдлоо. • Тус судалгааны ажлын үр дүн нь 2005 онд хийгдсэн “Монголын эдийн засаг

дахь мөнгөний эрэлт” судалгааны ажлын үр дүнтэй нийцтэй буюу 2002-2004 оны хооронд эдийн засагт мөнгөний илүүдэл бий болж, инфляцийн өсөлтийн шалтгаан болж байсныг дахин харууллаа.

• Сүүлийн жилүүдийн мөнгөний агрегатуудын хурдацтай өсөлт нь 2006 оны сүүлээс эдийн засагт мөнгөний илүүдлийг бий болгоод байна. Энэхүү мөнгөний өсөлтөнд голлон механик шинжтэй өсөлт болох Засгийн газраас нийгмийн шинж чанартай шилжүүлэг олгож эхэлсэн, дотогшлох мөнгөн урсгал нэмэгдэж байгаа зэрэг нь нөлөөлөв.

• Эдийн засаг “халж” эхэлсэн үетэй мөнгөний илүүдэлтэй үе давхцаж байгаа нь эрэлтийн талын инфляци үүсэх суурь нөхцөл бөгөөд энэ утгаараа ч мөнгөний илүүдэл инфляцийн өсөлтөнд нөлөөлж байна.

• Манай эдийн засагт мөнгөний илүүдэл нь 4 улирлын хоцролттойгоор инфляцийн шалтгаан болж байна. Өөрөөр хэлбэл, бодит М1 мөнгө тэнцвэрт түвшнээс 10%-иар давах нь 4 улирлын дараа жилийн инфляцийг 4.6-5.5 нэгж хувиар, бодит М2 мөнгө тэнцвэрт түвшнээс 10%-иар давах нь 4 улирлын дараа 4.2-4.8 хувийн жилийн инфляцийг бий болгохоор байна.

• Сүүлийн жил гаруйн хугацаанд хурдацтай өссөн инфляцид хүнсний гол бараа, бүтээгдэхүүний дэлхийн зах зээл дээрх үнийн өсөлт, хөрш орнуудын инфляци, дотоод эдийн засаг дахь нийлүүлэлтийн хомсдолтой холбоотой үнийн өсөлтөөс гадна, эдийн засгийн халалт, мөнгөний илүүдэл зэрэг эрэлтийн талын хүчин зүйлс ч нөлөөлсөн байгааг тус судалгааны үр дүн харуулж байна.

15 Мөн бодит М1 мөнгөний зөрүү 1 нэгжээр нэмэгдэх нь 4 улирлын дараа жилийн инфляцийг 0.46-0.55 нэгж хувиар өсгөхөөр байна. Харин бодит М2 мөнгөний зөрүү 1 нэгжээр нэмэгдэх нь 4 улирлын дараа жилийн инфляцийг 0.42-0.48 нэгж хувиар, жилийн суурь инфляцийг 0.21-0.22 нэгж хувиар өсгөхөөр байна.

- 15 -

• Ийнхүү эдийн засагт мөнгөний илүүдэл бий болж, энэ нь инфляцийн өсөлтийн нэг шалтгаан болоод байгаа өнөө үед Засгийн газраас нийгмийн шинж чанартай шилжүүлгээ үргэлжлүүлэн, бүр нэмэгдүүлэх (эх орны хишиг, хүүхдийн мөнгө гэх мэт) нь эрэлтийн инфляцийг эдийн засагт илүү хүчтэй бий болгохоор байна.

Эдгээр үр дүнгүүдэд суурилан дараахь дүгнэлт, саналыг дэвшүүлж байна.

• Засгийн газраас нийгмийн шилжүүлэг олгох тохиолдолд Төв банкинд урьдчилан мэдэгдэж байх тогтолцоог бүрдүүлж, Төв банкнаас ТБҮЦ-ны арилжаа (3 эсвэл 6 сарын хугацаатай ТБҮЦ)-г тухай бүх зохион байгуулах замаар тус мөнгөний эдийн засагт гарах хугацааг хойшлуулах, нөлөөллийг зөөлрүүлэх.

• Сүүлийн 1 жилд (2007 он) эдийн засаг “халж” мөнгөний илүүдлээс үүдэлтэй эрэлтийн инфляци бий болж байгаа тул үүнд хариу үйлдэл үзүүлэх зорилгоор 16 мөнгөний бодлогын хүү, Заавал байлгах нөөц (ЗБН)-ийн хувь, өөрийн хөрөнгийн зохистой харьцаа болон 7-оос бусад хоногтой ТБҮЦ-ны гаргах хэмжээг нэмэгдүүлэх зэргээр мөнгөний бодлогын хэрэгслүүдийг одоогийн түвшинд ашиглаж болохоор байна. Эдгээр хэрэгслүүдээс мөнгөний бодлогын хүүний инфляцид үзүүлэх нөлөө сул байгааг SIMOM загварын үр дүн харуулсан.

• Манай эдийн засгийн мөнгөний бодлогын шилжих сувгуудын нөлөөг эрэмбэлвэл валютын ханшийн суваг, зээлийн суваг, хүүний суваг гэсэн байдалтай байхаар байна. Бодлогын хүүний эдгээр сувгаар дамжин инфляцид үзүүлэх нөлөөллийн хувьд сувгийн эхний алхамуудад нөлөө нь суларч байгааг SIMOM загварын дүн харуулсан. Joe Ganley (2003) мөнгөний бодлогын шилжих механизмын хүү, валютын ханш, зээлийн сувгийн нөлөө эхний алхамуудад суларч байгааг банкууд илүүдэл нөөц өндөртэй орчинд үйл ажиллагаа явуулж байгаатай холбоотойг тайлбарласан байдаг. Энэ тайлбар нь одоогийн манай нөхцөлд илүүтэй тохирох бөгөөд банкуудын илүүдлийг бууруулах, бүр дутагдалтай болгох арга хэмжээ авах нь мөнгөний бодлогын шилжих механизмын сувгуудын нөлөөг сайжруулахад чухал үүрэгтэй байна.

• Бодлогын хүүний нөлөө сул байгаа өнөө үед мөнгөний илүүдэл, түүнээс үүдэлтэй инфляцид хариу үйлдэл үзүүлэх бодлогын хэрэгсэл нь ЗБН-ийн хувь, өөрийн хөрөнгийн зохистой харьцааны үзүүлэлт байхаар байна. ЗБН-ийн хувийг өсгөх нь богино хугацаанд эдийн засагт зээлийн хүү өсөх, зээлийн өсөлтийн хурдац саарах нөлөөг бий болгоно. Энэ нь мөнгөний бодлогын шилжих механизмын хүүний суваг, валютын ханшийн суваг, зээлийн сувгаар дамжин инфляцид нөлөөлнө. Гэхдээ ЗБН-ийн хувь хэмжээнд гарах өөрчлөлт нь бодлогын хүүний нөлөөлөлтэй харьцуулахад илүү хурдан, хүчтэй байх болно. Учир нь ЗБН-ийн хувь хэмжээнд гарах өөрчлөлт нь мөнгөний бодлогын сувгийн дунд хэсэгт өгөгдөх тул нөлөө нь сулрахгүй.

• Харин өөрийн хөрөнгийн зохистой харьцааны үзүүлэлтийг өсгөх нь инфляцид мөнгөний бодлогын шилжих механизмын банкны капиталын сувгаар

16 Мөнгөний бодлогоор эрэлтийн талын хүчин зүйлстэй холбоотой инфляцид хариу үйлдэл үзүүлэх боломжтой бөгөөд Төв банк энэ төрлийн инфляци бий болохгүй байхад голлох үүрэг гүйцэтгэх учиртай.

- 16 -

нөлөөлнө. Өөрөөр хэлбэл, зээлийн хүү өсөх, банкуудын зээлийн хурдац саарна. Гэхдээ ЗБН-ийн хувийг өсгөх бодлогын хувилбартай харьцуулахад зээлийн өсөлтийн хурдыг сааруулахад адил нөлөөтэй ч, зээлийн хүүг арай бага түвшинд өсгөх магадлалтай. Учир нь ЗБН-д байлгах мөнгөнд Төв банк хүү төлдөггүй бол, өөрийн хөрөнгийн зохистой харьцааны шалгуур үзүүлэлтийн өсөлттэй холбоотой бий болох банкуудын зээлийн бууралт нь эрсдэлгүй актив (ЗГ-ын бонд, ТБҮЦ гэх мэт)-т байршиж хүүний орлого олдог.

• Гэхдээ одоогийн манай нөхцөлд зохистой харьцааны шалгуур үзүүлэлтийг өсгөснөөр зээлийн өсөлт, зээлийн хүү улмаар инфляцид нөлөөлнө гэж шууд үзэх нь учир дутагдалтай байж болох юм. Учир нь банкуудын өөрийн хөрөнгийн зохистой харьцаагаа хангаагүй тохиолдолд торгох торгуулийн хэмжээ нь тус харьцааг хангахгүйгээр зээлээ өсгөн олох хүүний орлоготой харьцуулахад бага байгаатай холбоотой юм. Мөн зохистой харьцааны шалгуур үзүүлэлтийг баланс дээрээ хангаж буй хэдий ч, банкин дээрх хяналт, шалгалтаар хангахгүй байх тохиолдолд үүнийг 1 жилийн дараа л мэдэх боломжтой (банкин дээрх хяналт шалгалтыг жилд 1 удаа л хийдэг). Иймд зохистой харьцааны шалгуур үзүүлэлтийн хангахгүйгаар 1 жилийн хугацаанд зээл олгосноос олох хүүний орлого нь торгуулийн хэмжээнээс өндөр байх тохиолдолд банк заавал тус харьцааг хангана гэж үзэх нь учир дутагдалтай. Гэхдээ энэ асуудлыг хяналт шалгалтын бодлогоор шийдвэрлэх боломжтой.

• Эдгээрт үндэслэн дараахь арга хэмжээг авч хэрэгжүүлэх нь зүйтэй байж болох юм. Нэгдүгээрт, одоогийн журмаар ЗБН-ийг өсөн нэмэгдэх дүнгээр хангуулахаар байгааг өдрөөр хангуулахаар журамд өөрчлөлт оруулах. Ингэснээр банкуудын өдөр тутмын илүүдэл нөөц буурч, банк хоорондын арилжаа тогтмол идэвхтэй байх тул мөнгөний бодлогын хүүний мөнгөний бодлогын шилжих сувгаар дамжин инфляцид үзүүлэх нөлөө сайжирна. Хоёрдугаарт, одоогийн ТБҮЦ-ны журмаар банкууд өмнөх өдрийн илүүдэл нөөцөөр л ТБҮЦ худалдан авах боломжтой байгаа хязгаарлалтыг байхгүй болгох. Учир нь арилжаа явагдах өдөр тус банкинд их хэмжээний мөнгө орж ирэхээр байхад тус мөнгийг ТБҮЦ-д байршуулах боломжгүй болно. Энэ нь илүүдэл нөөцийг бий болгож, мөнгөний бодлогын шилжих механизм сул байхад нөлөөлж байна. Гэхдээ энэ өөрчлөлтийг ЗБН-ийг өдрөөр хангуулдаг болсны дараа авч хэрэгжүүлэх нь зүйтэй. Гуравдугаарт, эдийн засагт мөнгөний илүүдэлтэй байгаа, энэ нь инфляцийн шалтгаан болсоор байгаа өнөө үед заавал байлгах нөөц, банкуудын зохистой харьцааны шалгуур үзүүлэлтийг хосломол эсвэл дан хэлбэрээр нэмэгдүүлэх. Энэ нь эрэлтээс үүдэлтэй инфляциас сэргийлэх, түүнд хариу үйлдэл үзүүлэх мөнгөний бодлогын гол хэрэгсэл байх болно. Дөрөвдүгээрт, дээр дурьдсан өөрчлөлтүүдийн дараа банкуудын илүүдэл нөөц буурч, банк хоорондын захын арилжаа идэвхжиж, мөнгөний бодлогын шилжих механизмын эхний алхмуудад дамжих нөлөө сайжирсны дараагаар мөнгөний бодлогын хүүг өсгөх. Мөнгөний бодлогын хүүг дээр дурьдсан алхамын дараагаар өсгөхгүй тохиолдолд энэ нь бодлогын хэрэгсэл гэхээс илүүтэй банкуудад орлого өгөх хэрэгсэл болох магадлал өндөр юм. Эдгээр арга хэмжээнүүд нь банк хоорондын захыг идэвхжүүлэх, бодлогын хэрэгслийн нөлөөг сайжруулах, инфляцийг хязгаарлах зэрэг бодлогын хувьд хоорондоо нийцтэй юм.

- 17 -

АШИГЛАСАН БОЛОН ДУРЬДАГДСАН СУДАЛГАА [1] Joe Ganley (2003), “Surplus Liquidity: Implication for Central Banks”, Lecture Series no.3, Bank of England [2] Barbara Roffia, Andrea Zaghini (2007), “Excess Money Growth and Inflation Dynamics”, Working paper series no 749, European Central Bank [3] ECB, Monthly Bulletin (October 2004), “Monetary Analysis in Real Time” [4] S. Sriram (1999), “Demand for M2 in an Emerging-Market Economy: Error Correction Model for Malaysia”, WP/99/173, IMF [5] Johansen. S, 1988, “Statistical Analysis of Conintegration Vectors”, Journal of Economic Dynamics and Control, Vol.12, No. 2/3 [6] Johansen. S, and Katarina Juselius, 1990, “Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration-With Applications to the Demand for Money”, Oxford Bulletin of Economic and Statistics, Vol.52, No.2 [7] Clements J.M. Kool and John A. Tatom, “The P-Star Model in Five Small Economies”, Federal Reserve Bank of St. Louis [8] Hallman, Jeffrey J., Richard D. porter, and David H. Small, “Is the Price Level Tied to the M2 Monetary Aggregate in the Long Run”, The American Economic review

- 18 -

ХАВСРАЛТ 1. ҮЗҮҮЛЭЛТҮҮДИЙН ADF ТЕСТИЙН ҮР ДҮН

Тэгшитгэлийн хэлбэр^ (1) Level (ялгавар аваагүй ) (2) 1-р эрэмбийн ялгавар

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

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

таамаглал үнэн байх магадлал И

нтэгрэшн зэрэг*

GDP_SA_L 0, 0 +(2) +(1) 0.183 0.000 I(1) M1_CPI_L 4, 3 +(2) +(1) 0.828 0.045 I(1) SPREAD_B 0, 0 +(2) +(1) 0.016 0.000 I(0)

INF 0, 0 +(2) +(1) 0.000 0.000 I(0)

DER 0, 2 +(1), +(2) 0.000 0.000 I(0)

M2_CPI_L 0, 1 +(1), +(2) 0.181 0.000 I(1)

#- (k,d), k- Level (ялгавар аваагүй) үнэлгээний хоцрогдол, d- 1-р эрэмбийн ялгавар авсан үнэлгээний хоцрогдол;

^ - t

k

sstt UXXbtrendaX +Δ+++=Δ ∑

=−−

11ρ бөгөөд +(1) нь Level (ялгавар аваагүй ) үнэлгэний

тэгшитгэлийн хэлбэр, +(2) нь 1-р эрэмбийн ялгавар авсан үнэлгээний тэгшитгэлийн хэлбэр; *- Интэгрэшн зэргийг 5%-ийн ач холбогдлын түвшинд сонгосон; ХАВСРАЛТ 2. МӨНГӨНИЙ ЭРЭЛТИЙН ФУНКЦЫН ҮНЭЛГЭЭ A. М1 мөнгөний эрэлтийн функцын үнэлгээ A.1 М1 мөнгө, түүнд нөлөөлөгч хүчин зүйлсийн хоорондын коинтэгрэшн хамаарлыг шалгах тест Sample (adjusted): 2000Q3 2007Q4 Included observations: 30 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: M1_CPI_L GDP_SA_L SPREAD_B INF DER Exogenous series: @SEAS(4) Warning: Critical values assume no exogenous series Lags interval (in first differences): 1 to 1

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**

None * 0.799536 94.91817 69.81889 0.0002 At most 1 0.604073 46.70460 47.85613 0.0639 At most 2 0.322004 18.90883 29.79707 0.4995 At most 3 0.151481 7.250399 15.49471 0.5487 At most 4 0.074497 2.322532 3.841466 0.1275

- 19 -

Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Hypothesized Max-Eigen 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**

None * 0.799536 48.21356 33.87687 0.0005 At most 1 * 0.604073 27.79578 27.58434 0.0470 At most 2 0.322004 11.65843 21.13162 0.5816 At most 3 0.151481 4.927867 14.26460 0.7509 At most 4 0.074497 2.322532 3.841466 0.1275

Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

A.2 М1 мөнгөний VEC(1) загварын үнэлгээний диагностик тест A.2.1 Үлдэгдлийн хамтын хэвийн тархалтыг шалгасан тестийн үр дүн VEC Residual Normality Tests Orthogonalization: Cholesky (Lutkepohl) Null Hypothesis: residuals are multivariate normal Sample: 2000Q1 2007Q4 Included observations: 30

Component Skewness Chi-sq df Prob.

1 0.249883 0.312209 1 0.5763 2 0.204300 0.208693 1 0.6478 3 0.001500 1.12E-05 1 0.9973 4 -0.244915 0.299916 1 0.5839 5 0.039488 0.007796 1 0.9296

Joint 0.828625 5 0.9752

Component Kurtosis Chi-sq df Prob.

1 1.943533 1.395153 1 0.2375 2 1.552102 2.620510 1 0.1055 3 1.958642 1.355532 1 0.2443 4 1.489883 2.850565 1 0.0913 5 1.121353 4.411642 1 0.0357

Joint 12.63340 5 0.0271

Component Jarque-Bera df Prob.

- 20 -

1 1.707362 2 0.4258 2 2.829203 2 0.2430 3 1.355543 2 0.5077 4 3.150481 2 0.2070 5 4.419439 2 0.1097

Joint 13.46203 10 0.1990

A.2.1 Үлдэгдлүүдийн хооронд серийн корреляци байгаа эсэхийг шалгасан тестийн үр дүн VEC Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 01/20/08 Time: 11:31 Sample: 2000Q1 2007Q4 Included observations: 30

Lags LM-Stat Prob

1 36.20957 0.0685 2 29.50398 0.2434 3 19.42074 0.7765 4 34.01308 0.1076 5 34.08131 0.1062 6 29.35766 0.2492 7 30.46149 0.2075 8 33.63364 0.1160 9 29.80153 0.2318

10 32.95779 0.1321

Probs from chi-square with 25 df. A.3 М1 мөнгө, түүнд нөлөөлөгч хүчин зүйлсийн хоорондын коинтэгрэшн хамаарал Vector Error Correction Estimates Date: 01/20/08 Time: 11:16 Sample (adjusted): 2000Q3 2007Q4 Included observations: 30 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegration Restrictions: B(1,1)=1,B(1,4)=0 Convergence achieved after 34 iterations. Restrictions identify all cointegrating vectors LR test for binding restrictions (rank = 1): Chi-square(1) 18.39006 Probability 0.000018

Cointegrating Eq: CointEq1

- 21 -

M1_CPI_L(-1) 1.000000

GDP_SA_L(-1) -1.095446 (0.26239) [-4.17494]

SPREAD_B(-1) 0.004125 (0.00774) [ 0.53308]

INF(-1) 0.000000

DER(-1) -0.036482 (0.00730) [-4.99462]

C 6.749069 B. М2 мөнгөний эрэлтийн функцын үнэлгээ B.1 М2 мөнгө, түүнд нөлөөлөгч хүчин зүйлсийн хоорондын коинтэгрэшн хамаарлыг шалгах тест Date: 01/20/08 Time: 15:11 Sample (adjusted): 2000Q4 2007Q4 Included observations: 29 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: M2_CPI_L GDP_SA_L SPREAD_B DER INF Exogenous series: LOG(@TREND) Warning: Critical values assume no exogenous series Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**


Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Hypothesized Max-Eigen 0.05

- 22 -

No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**


Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

B.2 М2 мөнгөний VEC(1) загварын үнэлгээний диагностик тест B.2.1 Үлдэгдлийн хамтын хэвийн тархалтыг шалгасан тестийн үр дүн VEC Residual Normality Tests Orthogonalization: Cholesky (Lutkepohl) Null Hypothesis: residuals are multivariate normal Date: 01/20/08 Time: 15:21 Sample: 2000Q1 2007Q4 Included observations: 30

Component Skewness Chi-sq df Prob.

1 -0.138270 0.095593 1 0.7572 2 0.012936 0.000837 1 0.9769 3 0.030010 0.004503 1 0.9465 4 0.137547 0.094596 1 0.7584 5 -0.050500 0.012751 1 0.9101

Joint 0.208280 5 0.9990

Component Kurtosis Chi-sq df Prob.

1 1.233961 3.898618 1 0.0483 2 1.417598 3.129994 1 0.0769 3 1.210623 4.002338 1 0.0454 4 1.247470 3.839203 1 0.0501 5 1.367663 3.330656 1 0.0680

Joint 18.20081 5 0.0027

Component Jarque-Bera df Prob.

1 3.994211 2 0.1357 2 3.130831 2 0.2090 3 4.006841 2 0.1349 4 3.933799 2 0.1399 5 3.343407 2 0.1879

- 23 -

Joint 18.40909 10 0.0684

A.2.1 Үлдэгдлүүдийн хооронд серийн корреляци байгаа эсэхийг шалгасан тестийн үр дүн VEC Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 01/20/08 Time: 15:19 Sample: 2000Q1 2007Q4 Included observations: 29

Lags LM-Stat Prob

1 23.23535 0.5638 2 21.06771 0.6888 3 17.90078 0.8466 4 34.16563 0.1044 5 18.47970 0.8214 6 31.78789 0.1642 7 25.33806 0.4436 8 33.16957 0.1269 9 42.78198 0.0148

10 18.26689 0.8309 11 34.38487 0.0999 12 31.58575 0.1704

Probs from chi-square with 25 df. B.3 М2 мөнгө, түүнд нөлөөлөгч хүчин зүйлсийн хоорондын коинтэгрэшн хамаарал Vector Error Correction Estimates Sample (adjusted): 2000Q4 2007Q4 Included observations: 29 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegration Restrictions: B(1,1)=1, B(1,5)=0 Convergence achieved after 40 iterations. Restrictions identify all cointegrating vectors LR test for binding restrictions (rank = 1): Chi-square(1) 41.78663 Probability 0.000000

Cointegrating Eq: CointEq1

M2_CPI_L(-1) 1.000000

GDP_SA_L(-1) -1.120134

- 24 -

(0.20871) [-5.36684]

SPREAD_B(-1) 0.023025 (0.00440) [ 5.22837]

DER(-1) -0.009483 (0.00437) [-2.17018]

INF(-1) 0.000000

C 5.583229

ХАВСРАЛТ 3. БОДИТ М1, М2 МӨНГӨНИЙ ЗӨРҮҮ (МӨНГӨНИЙ ЭРЭЛТИЙН ТЭГШИТГЭЛ АШИГЛАН ТООЦСОН) БА ЕРӨНХИЙ БОЛОН СУУРЬ ИНФЛЯЦИ

-20.0%

-10.0%

0.0%

10.0%

20.0%

30.0%

40.0%

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007



-20.0%

-10.0%

0.0%

10.0%

20.0%

30.0%

40.0%

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007



-15.0%

-10.0%

-5.0%

0.0%

5.0%

10.0%

15.0%

20.0%

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007



-15.0%

-10.0%

-5.0%

0.0%

5.0%

10.0%

15.0%

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007



- 25 -

ХАВСРАЛТ 4. P-STAR ЗАГВАРЫН ҮНЭЛГЭЭНИЙ ҮР ДҮН A.1 HP фильтрээр тооцсон бодит М1 мөнгөний зөрүүний жилийн инфляцид үзүүлэх нөлөө Dependent Variable: AINF Method: Least Squares Date: 01/21/08 Time: 14:05 Sample (adjusted): 2001Q1 2007Q4 Included observations: 28 after adjustments Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=3)

Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -0.587171 0.110439 -5.316697 0.0000M1_SA_GAP(-4) 0.457249 0.098339 4.649733 0.0001

AINF(-3) 0.267754 0.090489 2.958961 0.0068LOG(PETROL_P) 0.103019 0.018566 5.548927 0.0000

R-squared 0.710794 Mean dependent var 0.069837Adjusted R-squared 0.674644 S.D. dependent var 0.046709S.E. of regression 0.026643 Akaike info criterion -4.281032Sum squared resid 0.017036 Schwarz criterion -4.090717Log likelihood 63.93445 Hannan-Quinn criter. -4.222851F-statistic 19.66197 Durbin-Watson stat 1.008113Prob(F-statistic) 0.000001

A.2 HP фильтрээр тооцсон бодит М1 мөнгөний зөрүүний жилийн суурь инфляцид үзүүлэх нөлөө Dependent Variable: ANINF Method: Least Squares Date: 01/21/08 Time: 14:02 Sample: 2001Q1 2007Q4 Included observations: 28 Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=3)


C -0.083397 0.091845 -0.908014 0.3729M1_SA_GAP(-4) 0.115339 0.073329 1.572907 0.1288

ANINF(-1) 0.476941 0.105752 4.510016 0.0001LOG(PETROL_P(-2)) 0.018671 0.014322 1.303633 0.2047


- 26 -

A.3 HP фильтрээр тооцсон бодит М2 мөнгөний зөрүүний жилийн инфляцид үзүүлэх нөлөө Dependent Variable: AINF Method: Least Squares Date: 01/21/08 Time: 14:17 Sample (adjusted): 2001Q1 2007Q4 Included observations: 28 after adjustments Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=3)


C -0.376085 0.111233 -3.381059 0.0024M2_SA_GAP(-4) 0.480678 0.087606 5.486838 0.0000LOG(PETROL_P) 0.071326 0.018141 3.931654 0.0006


A.4 HP фильтрээр тооцсон бодит М2 мөнгөний зөрүүний жилийн суурь инфляцид үзүүлэх нөлөө Dependent Variable: ANINF Method: Least Squares Date: 01/21/08 Time: 14:03 Sample (adjusted): 2001Q1 2007Q4 Included observations: 28 after adjustments Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=3)


C 0.030992 0.008223 3.768732 0.0009M2_SA_GAP(-4) 0.219100 0.043184 5.073597 0.0000

ANINF(-1) 0.481671 0.101577 4.741943 0.0001


- 27 -

B.1 Мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл ашиглан тооцсон бодит М1 мөнгөний зөрүүний жилийн инфляцид үзүүлэх нөлөө Dependent Variable: AINF Method: Least Squares Date: 01/21/08 Time: 14:35 Sample (adjusted): 2001Q1 2007Q4 Included observations: 28 after adjustments Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=3)


C -0.101875 0.118981 -0.856226 0.4003M1_GAP_DEM(-4) 0.547981 0.122973 4.456087 0.0002

AINF(-3) 0.425642 0.085497 4.978469 0.0000LOG(PETROL_P) 0.026092 0.018915 1.379465 0.1805


B.2 Мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл ашиглан тооцсон бодит М1 мөнгөний зөрүүний жилийн суурь инфляцид үзүүлэх нөлөө Dependent Variable: ANINF Method: Least Squares Date: 01/21/08 Time: 14:41 Sample (adjusted): 2000Q4 2007Q4 Included observations: 29 after adjustments Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=3)


C 0.030831 0.005843 5.276823 0.0000M1_GAP_DEM(-3) 0.052861 0.048688 1.085720 0.2876

ANINF(-1) 0.500520 0.067753 7.387433 0.0000


- 28 -

B.3 Мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл ашиглан тооцсон бодит М2 мөнгөний зөрүүний жилийн инфляцид үзүүлэх нөлөө Dependent Variable: AINF Method: Least Squares Date: 01/21/08 Time: 14:47 Sample (adjusted): 2001Q1 2007Q4 Included observations: 28 after adjustments Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=3)


C -0.195190 0.113497 -1.719782 0.0983M2_GAP_DEM(-4) 0.418335 0.082410 5.076262 0.0000LOG(PETROL_P) 0.040735 0.018801 2.166612 0.0404

AINF(-1) 0.219605 0.126788 1.732060 0.0961


B.4 Мөнгөний эрэлтийн тэгшитгэл ашиглан тооцсон бодит М2 мөнгөний зөрүүний жилийн суурь инфляцид үзүүлэх нөлөө Dependent Variable: ANINF Method: Least Squares Date: 01/21/08 Time: 15:01 Sample (adjusted): 2001Q1 2007Q4 Included observations: 28 after adjustments Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=3)


C 0.033832 0.008311 4.070481 0.0004M2_GAP_DEM(-4) 0.209534 0.035049 5.978374 0.0000

ANINF(-1) 0.464246 0.101394 4.578611 0.0001


- 29 -

Documents

mungu agregat