variables are not null. The VAR con

variables are not null. The VAR contains two autoregressive lags,
which maximizes the likelihood and minimizes the information
criteria AIC and BIC. We test the whole group of series listed above,
as well as smaller subgroups in case we encounter any coefficients
of the cointegrating relation which are insignificant and should be
excluded from the list. Finally, we test the relations for the whole
sample, as well as for the two subsamples (the use of two subsamples
and the choice of the splitting date are described below).
As confirmed by the Trace-test and Rank test (Max-Eig), at the 5%-
level of significance, the hypothesis of the presence of at least
1 cointegrating relation is not rejected by any test for all groups
and samples. Consequently, the long-term relationship exists and
is identifiable in the whole sample, as well as in the subsamples.
4.2. Estimation results
Table 1 presents the estimated cointegration equation from the
VECM, where the coefficient of the real effective exchange rate of
the ruble is normalized to 1. In addition to the variables described
above, we add exogenous regressors: the corruption index (variable
CORR; see the description in Table B.1 in the Appendix and
Tables B.1 and B.2 and Fig. B.1 in Website-Based APPS) and two
dummy variables to account for the substantial weakening of the
ruble after the crises of 1998 (variable D1) and 2008 (variable D2).
Both dummies are constructed to model the level shift in September
1998 and February 2009, respectively.9 Note that the
specification with 2 lags drops down the first three observations,
so the sample begins in April 1997.
This studied period can be described as a time of deep transformations,
both in the structure of the Russian economy and in its
relations with trade partners. One may expect that the rule de-
fining the dynamics of the exchange rate could have undergone
significant changes, up to a complete change in the pattern of
dependence. We thereby test the stability of the cointegrating

Kết quả (Việt) 1:

biến không phải null. VAR chứa hai autoregressive chậm lại,đó tối đa hóa khả năng và giảm thiểu các thông tintiêu chí AIC và BIC. Chúng tôi kiểm tra toàn bộ nhóm của loạt được liệt kê ở trên,cũng như các nhóm con nhỏ hơn trong trường hợp chúng tôi gặp phải bất kỳ hệ sốquan hệ cointegrating đó là không đáng kể và nênloại trừ từ danh sách. Cuối cùng, chúng tôi kiểm tra các mối quan hệ cho toàn bộĐối với hai subsamples (việc sử dụng hai subsamples mẫu"và sự lựa chọn của ngày chia tách được mô tả dưới đây).Như xác nhận bởi dấu vết-thử nghiệm và kiểm tra xếp hạng (Max-Eig), tại 5%-cấp độ của ý nghĩa, giả thuyết của sự hiện diện của ít1 các mối quan hệ cointegrating không bị từ chối bởi bất kỳ thử nghiệm cho tất cả các nhómvà mẫu. Do đó, mối quan hệ dài hạn tồn tại vàđược nhận dạng trong mẫu toàn bộ, cũng như trong các subsamples.4.2. dự toán kết quảBảng 1 trình bày phương trình ước tính cointegration từ cácVECM, nơi hệ số của tỷ giá hối đoái thực sự hiệu quả củađồng rúp Belarus bình thường để 1. Ngoài các biến được mô tảở trên, chúng tôi thêm ngoại sinh regressors: chỉ số tham nhũng (biếnCORR; Xem mô tả trong bảng B.1 trong phụ lục vàBảng B.1 và B.2 và hình. B.1 trong ứng dụng dựa trên trang web) và haidummy biến để giải thích cho sự suy yếu đáng kể của cácRúp sau khi cuộc khủng hoảng năm 1998 (biến D1) và 2008 (biến D2).Cả hai núm vú cao su được xây dựng để mô hình thay đổi mức độ trong tháng chínnăm 1998 và tháng 2 năm 2009, respectively.9 lưu ý rằng cácđặc điểm kỹ thuật với 2 chậm lại giảm xuống các quan sát đầu tiên ba,do đó, mẫu bắt đầu vào tháng 4 năm 1997.Giai đoạn nghiên cứu này có thể được mô tả như là một thời gian của biến đổi sâu,cả hai trong cấu trúc của nền kinh tế Nga và trong của nóquan hệ với đối tác thương mại. Người ta có thể mong đợi rằng quy tắc de -fining các động thái của các tỷ giá có thể đã trải quathay đổi đáng kể, đến một sự thay đổi hoàn thành trong các mô hình củasự phụ thuộc. Chúng tôi do đó kiểm tra sự ổn định của các cointegrating

Kết quả (Việt) 2:

biến không phải là null. Các VAR chứa hai trễ tự hồi quy,
trong đó tối đa hóa khả năng và giảm thiểu các thông tin
tiêu chuẩn AIC và BIC. Chúng tôi kiểm tra toàn bộ nhóm của loạt liệt kê ở trên,
cũng như các phân nhóm nhỏ hơn trong trường hợp chúng ta gặp phải bất kỳ hệ số
của các mối quan hệ cointegrating đó là không đáng kể và cần được
loại trừ khỏi danh sách. Cuối cùng, chúng tôi kiểm tra các mối quan hệ cho toàn bộ
mẫu, cũng như cho hai subsamples (sử dụng hai subsamples
và sự lựa chọn của ngày chia tách được mô tả dưới đây).
Như khẳng định bởi Trace-thử nghiệm và kiểm tra Rank (Max-eig ), tại 5% -
mức ý nghĩa, các giả thuyết về sự hiện diện của ít nhất
1 mối quan hệ cointegrating không được từ chối bởi bất cứ xét nghiệm cho tất cả các nhóm
và các mẫu. Do đó, các mối quan hệ lâu dài tồn tại và
được nhận dạng trong toàn bộ mẫu, cũng như trong các subsamples.
4.2. Kết quả dự toán
Bảng 1 trình bày các phương trình cùng hội nhập ước tính từ
VECM, nơi mà các hệ số của tỷ giá hiệu quả thực sự của
đồng rúp là bình thường để 1. Ngoài các biến mô tả
ở trên, chúng ta thêm biến hồi quy ngoại sinh: chỉ số tham nhũng (biến
CORR; xem mô tả trong Bảng B.1 trong Phụ lục và
Bảng B.1 và B.2 và Hình B.1. Website-Based APPS) và hai
biến giả vào tài khoản cho sự suy yếu đáng kể của
đồng rúp sau cuộc khủng hoảng năm 1998 (D1 biến) và 2008 (biến D2).
Cả hai núm vú cao su được xây dựng để mô hình thay đổi cấp độ vào tháng Chín
năm 1998 và tháng 2 năm 2009, respectively.9 Lưu ý rằng các
đặc điểm kỹ thuật với 2 độ trễ giảm xuống ba quan sát đầu tiên,
vì vậy mẫu bắt đầu vào tháng Tư 1997.
giai đoạn nghiên cứu này có thể được mô tả như là một thời gian biến đổi sâu sắc,
cả trong cơ cấu của nền kinh tế Nga và nó
quan hệ với các đối tác thương mại. Người ta có thể mong đợi rằng các quy tắc de-
xử phạt sự năng động của tỷ giá hối đoái có thể đã trải qua những
thay đổi đáng kể, lên đến một sự thay đổi hoàn toàn trong mô hình của
sự phụ thuộc. Chúng tôi do đó kiểm tra sự ổn định của cointegrating