CC BY
465
_МЕЖДУНАРОДНЫЙ НАУЧНЫЙ ЖУРНАЛ «СИМВОЛ НАУКИ» № 03-1/2017 ISSN 2410-700Х_
2. Ерофеева, В.А., Аудит [Текст]: 2-е издание / В.А. Ерофеева, В.А. Пискунов, Т.А. Битюкова; перераб. и доп. - М.: 2010. - 638 с.
3. Подольский, В.И., Аудит [Текст]: 5-е издание / В.И. Подольский; ред. В.И. Подольский. - М.: 2011. - 607 с.
© Мандрусов М.С., Добровольский А.Г., 2017
УДК 336.748
Марсала Жалуд магистрант ДГТУ, г. Ростов-на-Дону, РФ E-mail: marsala_2010@yahoo.fr
ВЛИЯНИЕ ДИНАМИКИ ВАЛЮТНОГО КУРСА НА ИНФЛЯЦИЮ В РОССИИ
Аннотация
В статье представлены итоги регрессионного анализа зависимости индекса потребительских цен от динамики курса рубля по отношению к доллару США. Анализ охватывает период с августа 2008 года до конца 2016 года. Итоги исследования показывают, что отрицательная динамика валютного курса рубля является существенным фактором в формировании инфляции в России. Эффект переноса отрицательной динамики курса рубля на инфляцию по группе продовольственных товаров составляет от 47 до 57%, по группе непродовольственных товаров - от 33 до 43%, по платным услугам - от 41 до 57%.
Ключевые слова
Инфляция, валютный курс, индекс потребительских цен, эффект переноса.
Введение
Перенос колебаний валютного курса на потребительские цены, известный как «эффект переноса», играет значительную роль в формировании конечных показателей инфляции, таргетирование которой является главной задачей Банка России.
Данной проблеме уделяется значительное внимание, особенно в зарубежной литературе. Но в последние годы достаточное количество публикаций появилось и в отечественной литературе. Исследования, относящиеся к развитым рынкам показывают, что эффект переноса с течением времени сокращается вследствие более стабильной макроэкономической ситуации на протяжении длительного периода в этих странах. Такой вывод получен G. Olivey в 2002 году на основе эконометрического анализа данных по инфляции и валютному курсу в США в период 1981-1999 гг. [6]
Вывод о сокращении эффекта переноса начиная с 1980-х годов сделан также в работе M. Floden, F. Wilander [5] по исследованию инфляции и эффекта переноса в развитых экономиках. Исследование по Японии также показало, что существенного переноса колебаний йены на внутренние цены не наблюдается. [7]
В исследованиях по развивающимся экономикам также отмечается сокращение валютной составляющей в формировании инфляции с середины 1990-х годов в результате стабилизации макроэкономических условий и проведения структурных реформ [4].
Таким образом, краткий обзор литературы позволяет сделать выводы о снижении эффекта переноса колебаний валютного курса на инфляцию в случае макроэкономической стабилизации, когда в пределах открытой экономики формируется стабильная система, оперативно и корректно реагирующая на валютные шоки. При наличии такой стабильности и определенном уровне диверсификации экономики, внутренние производители достаточно успешно переходят на замещение потребностей потребителей.
В исследованиях, посвященных российским особенностям влияния валютного курса на инфляцию,
_МЕЖДУНАРОДНЫЙ НАУЧНЫЙ ЖУРНАЛ «СИМВОЛ НАУКИ» № 03-1/2017 ISSN 2410-700Х_
авторы приходят к выводу, что «в российской экономике существует долгосрочная зависимость между обменным курсом и уровнем инфляции в стране». [2, с. 13]
Высокий эффект переноса практически все авторы связывают с высокими темпами инфляции. Кроме того, для России характерна асимметрия эффекта переноса - обесценение рубля сопровождается ростом цен, а его укрепление не приводит к их снижению. Чаще всего, это связывают с жёсткостью цен в отечественной экономике [3] и наличием высоких инфляционных ожиданий. [1]
Методика исследования
В отмеченных исследованиях для установления зависимости между валютным курсом и инфляцией используют методы регрессионного анализа. Отличаются они количеством задаваемых переменных и степенью сложности спецификаций уравнений регрессии. В данной работе будет использован метод парной корреляции с расчётом показателей регрессии в табличном процессоре MS Excel.
Исследование эффекта переноса изменений валютного курса рубля по отношению к доллару США на инфляцию в России будет проведено для следующих категорий цен:
1. Индекса потребительских цен;
2. Индекса цен продовольственных товаров;
3. Индекса цен непродовольственных товаров;
4. Индекса цен на услуги.
В исследовании использованы данные по динамике цен, публикуемые Федеральной службой государственной статистики1, по валютному курсу - Центральным банком РФ2.
Важно отметить, что предлагаемые показатели в том виде, как представлены, недопустимо использовать для эконометрического моделирования. Поэтому первым шагом анализа будет приведение используемых данных к единому формату. Проведя серию расчётов с использованием пакета MS Excel, мы установили, что наиболее корректными являются результаты, получаемые в ходе оценки рядов на основании помесячной динамики, выраженной в процентах от базисного значения.
В связи с тем, что в период с середины 2002 года до июля 2008 года имело место устойчивая тенденция укрепления курса рубля по отношению к иностранным валютам, было принято решение об отсечении данных за этот период. Следовательно, данные, используемые для анализа, имеют интервал с июля 2008 года по январь 2017 года, то есть по 101 наблюдению в каждом из рядов.
Основная часть
Данные по приросту среднемесячного курса рубля по отношению к доллару США, представлены в табл. 1. Как видно из представленных данных, пиковое значение среднемесячного курса наблюдалось в начале 2016 года, когда цена одного доллара была на 220,55% больше, чем в базисном месяце - июле 2008 года. К концу года произошло значительное укрепление национальной валюты, индекс прироста снизился до 158,68%.
Таблица 1
Прирост среднемесячного курса рубля по отношению к доллару США с июля 2008г. (базисный)3
Месяц 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
Январь - 51,00 29,77 26,52 29,47 28,06 50,28 193,94 220,55
Февраль - 52,32 27,72 23,41 23,45 30,58 53,73 161,28 220,21
Март - 45,03 25,20 21,24 25,07 32,54 52,20 149,30 188,32
Апрель - 41,79 24,90 17,27 25,20 33,30 52,24 120,47 174,33
Май - 32,11 30,06 19,70 38,38 34,71 48,14 125,88 181,79
Июнь - 33,43 33,05 19,74 39,96 39,49 43,41 136,76 174,03
Июль 0,00 35,44 28,74 18,04 37,27 40,26 52,37 151,56 185,93
Август 4,82 34,63 30,75 23,07 37,70 41,79 57,48 183,50 176,80
1 http://www/gks.ru/ /wps/wcm/connect/rosstat_main/rosstat/ru/statistics/tariffs/#
2 http://www.cbr.ru/ statistics/?PrtId=svs
3 Рассчитаны автором на основе данных Банка России
МЕЖДУНАРОДНЫЙ НАУЧНЫЙ ЖУРНАЛ «СИМВОЛ НАУКИ» № 03-1/2017 2410-700Х
Продолжение таблицы 1
Сентябрь 7,68 28,32 29,64 35,95 31,86 37,95 67,97 182,47 169,34
Октябрь 13,18 23,88 31,26 27,51 34,46 36,72 85,03 174,50 168,23
Ноябрь 17,74 27,16 33,52 33,56 32,45 41,54 110,32 182,47 176,93
Декабрь 25,29 28,96 29,98 37,31 29,51 39,57 139,91 210,79 158,68
С учётом того, что в 2016 году, в том числе, за счёт прекращения падения курса рубля, произошёл спад темпов инфляции до 5,3%4, более объективным будет результат регрессионного анализа с данными 2016 года и без них. Сравнение полученных результатов поможет более эффективно оценить влияние динамики валютного курса на инфляцию в России.
Данные по приросту индекса потребительских цен (ИПЦ), представлены в табл. 2. Как видно из представленных данных, наиболее высокими темпами прироста ИПЦ отличаются два периода: с сентября 2008 года по февраль 2009 года и с октября 2014 года по март 2015 года. Как известно, именно в эти временные интервалы произошла значительная девальвация рубля.
Таблица 2
Прирост ИПЦ в России с июля 2008 года5
Месяц 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
Январь - 7,85 15,59 26,54 31,27 40,82 49,55 74,54 87,42
Февраль - 9,26 16,32 27,33 32,03 41,30 51,08 76,65 88,60
Март - 10,01 16,66 27,87 32,44 42,02 52,44 77,46 89,47
Апрель - 10,64 17,24 28,49 33,13 42,96 53,81 78,08 90,30
Май - 11,31 17,70 28,78 34,32 43,56 54,76 78,42 91,08
Июнь - 12,01 18,12 28,77 35,97 44,74 55,52 79,85 91,77
Июль 0,36 12,01 18,77 28,46 36,10 44,94 55,89 80,48 92,81
Август 1,16 11,97 19,77 28,41 36,85 45,25 56,91 81,51 92,83
Сентябрь 2,08 11,97 20,37 29,03 37,48 46,07 58,19 82,85 93,15
Октябрь 2,93 12,30 21,34 29,57 37,95 46,89 60,22 84,22 93,98
Ноябрь 3,64 12,76 22,65 30,14 38,69 47,64 64,42 85,64 94,84
Декабрь 6,10 14,61 25,56 30,79 40,04 48,51 70,75 87,42 95,62
Таким образом, простая визуальная оценка базовых данных ИПЦ в исследуемый период, позволяет установить наличие прямой зависимости между обесценением рубля и ростом инфляции в России.
Следует также отметить, что за исследуемые восемь с половиной лет цены на потребительские товары в России практически удвоились (если быть точнее - выросли на 95,62%).
Теперь, когда у нас имеются нормализованные динамические ряды по валютному курсу и индексу потребительских цен, можно перейти непосредственно к эконометрическому анализу зависимости ИПЦ от динамики валютного курса.
В первую очередь отметим, что необходимым условием для построения эконометрической модели является проверка используемых переменных на стационарность и наличие коинтеграции. Традиционно для исследования рядов на стационарность и определения порядка интегрированности используемых рядов применяется расширенный тест Дикки-Фуллера (ADF-test )6.
Для случая отклонения нулевой гипотезы о присутствии единичного корня, ^статистика должна быть меньше порогового значения, предложенного авторами теста.
То есть, в случае присутствия единичного корня (наличия коинтеграции между рядами), полученное в
4 По данным Банка России.
5 Рассчитаны автором на основе данных ФСГС
6 http://gekkoquant.com/2012/12/17/statistical-arbitrage-testing-for-cointegration-augmented-dicky-fuller
_МЕЖДУНАРОДНЫЙ НАУЧНЫЙ ЖУРНАЛ «СИМВОЛ НАУКИ» № 03-1/2017 ISSN 2410-700Х_
ходе регрессионного анализа значение t-статистики будет меньше порогового, в случае отсутствия коинтеграции - больше. Пороговое значение для ADF имеет собственное распределение. В табл. 3 приводится пример некоторых значений для разного размера выборок по временным сериям с трендом и без тренда.
Таблица 3
Распределение пороговых значений расширенного теста Дикки-Фуллера (ADF-test) для ряда выборок7
Размер выборки Без линии тренда С линией тренда
на уровне 1% на уровне 5% на уровне 1% на уровне 5%
Т = 25 -3,75 -3,00 -4,38 -3,60
Т = 50 -3,58 -2,93 -4,15 -3,50
Т = 100 -3,51 -2,89 -4,04 -3,45
Т = 250 -3,46 -2,88 -3,99 -3,43
Т = 500 -3,44 -2,87 -3,98 -3,42
Т= да -3,43 -2,86 -3,96 -3,41
Тест на контеграцию проводится с использованием динамического рядя разницы остатков между предсказанными линейной регрессией и базовыми значениями переменной Х, т.е. валютного курса и самим рядом остатков со сдвигом на одну позицию ^-1). Уровень достоверности определён как 95%. Полученное значение ^статистики равно -1,79, что больше порогового значения из табл. 3 (-2,89).
Это значит, что используемые нами динамические ряды валютного курса и потребительской инфляции не коинтегрированы и применимы для получения обоснованных выводов о наличии эффекта переноса валютного курса на инфляцию в России.
Достоверность результатов (нормированный R2) регрессионного анализа, полученных за период с июля 2008 года до конца 2016 года составляет почти 80%.
Исходя из результатов регрессии, изменение курса рубля по отношению к доллару США на 1 пункт, приводит к переносу на ИПЦ 0,4 пункта, то есть эффект переноса при обесценении рубля составляет 40%.
Анализ данных без 2016 года показал, что изменение курса рубля по отношению к доллару США на 1 пункт, приводит к переносу на ИПЦ 0,39 его доли (эффект переноса составляет 39%). То есть стабилизация валютного курса в России является позитивным фактором в борьбе с инфляцией.
Далее нами аналогичным образом проведён регрессионный анализ зависимости от динамики курса рубля:
- индекса цен на продовольственные товары;
- индекса цен на непродовольственные товары;
- индекса цен на услуги.
Полученные результаты систематизированы в табл. 4.
Таблица 4
Основные статистические параметры регрессионного анализа зависимости потребительских цен от валютного курса
Цены Эффект переноса Ошибка аппроксимации (R2) Нормированный R2 Стандартная ошибка Константа
Индекс потребительских цен 0,40 0,80 0,80 12,67 15,07
Индекс цен на продовольственные товары 0,47 0,82 0,82 13,81 12,96
Индекс цен на непродовольственные товары 0,33 0,80 0,80 10,38 12,23
Индекс цен на платные услуги 0,41 0,76 0,76 14,53 20,24
Как показали расчёты, наибольший эффект переноса наблюдается по группе продовольственных товаров, наименьший - по группе непродовольственных товаров. Эффект переноса по платным услугам занимает промежуточное значение. Такие особенности объясняются, на наш взгляд, более высокой степенью
7 http://robotwealth.com/exploring-mean-reversion-and-cointegration-part-2.
_МЕЖДУНАРОДНЫЙ НАУЧНЫЙ ЖУРНАЛ «СИМВОЛ НАУКИ» № 03-1/2017 ISSN 2410-700Х_
эластичности цен на непродовольственные товары. Население на шоки резкой девальвации рубля, отвечает сокращением потребления непродовольственных товаров, а отказаться от самых необходимых продовольственных товаров и услуг не представляется возможным.
Проведённое сравнение имеет свои недостатки. Так, в уравнениях регрессии по отдельным категориям цен константа отличается довольно существенно, что делает полученные значения коэффициента при экзогенной переменной менее объективными.
Для возможности корректного сравнения в моделях оценки зависимости цен от валютного курса в уравнении типа y=ax+b константа берётся равной нулю, то есть фактически имеет место регрессионный анализ по уравнению y=ax. Результаты регрессии приведены в табл. 5.
Таблица 5
Основные статистические параметры регрессионного анализа зависимости потребительских цен от
валютного курса с нулевой константой
Цены Эффект переноса Ошибка аппроксимации (R2) Нормированный R2 Стандартная ошибка
Индекс потребительских цен 0,53 0,90 0,89 16,21
Индекс цен на продовольственные товары 0,57 0,91 0,90 16,30
Индекс цен на непродовольственные товары 0,43 0,90 0,89 13,24
Индекс цен на платные услуги 0,57 0,88 0,87 19,91
Сравнение полученных результатов с данными табл. 4 показывает наличие некоторых расхождений в эффекте переноса. Так расхождения по ИПЦ в целом составляет 0,13 пункта, по продовольственным товарам - 0,10 пункта, по группе непродовольственных товаров - также 0,10 пункта, по платным услугам - 0,16 пункта.
Заключение
1. Обзор эмпирических исследований по проблеме эффекта переноса колебаний валютного курса на инфляцию в России, а также проведённый нами анализ показывают, что отрицательная динамика валютного курса рубля является существенным фактором в формировании инфляции.
2. По итогам регрессионного анализа за период с августа 2008 года до конца 2016 года эффект переноса по всей группе потребительских цен составляет от 40 до 53%, по группе продовольственных товаров - от 47 до 57%, по группе непродовольственных товаров - от 33 до 43%, по платным услугам - от 41 до 57%.
Список использованной литературы:
1. Гасанов О.С. Процентная политика и инфляция в России // Финансы и кредит. 2013. № 7. С. 7-10.
2. Вымятнина Ю.В., Игнатенко А.Д. Влияние обменного курса на инфляцию: случай России // Финансы и бизнес. 2007. № 4. С. 4-14.
3. Пономарев Ю.Ю. Эффект переноса динамики обменного курса рубля в цены в российских отраслях промышленности // Экономическая политика. 2015. Т.10. № 5. С. 53-70.
4. Dubravko M., Marc K. A note on the pass-through from exchange rate and foreign price changes to inflation in selected emerging market economies. BIS Paper , No. 8, 2002.
5. Floden M., Wilander F. State dependent pricing, invoicing currency, and exchange rate pass-through. Journal of International Economics, Vol. 70, 2006. pp. 178-196.
6. Olivey G. Exchange rates and the prices of manufacturing products imported into the United States. New England Economic Review, 1st quarter 2002. pp. 3-17.
7. Takagi S., Yoshida Y. Exchange rate movements and tradable goods prices in East Asia: An analysis based on Japanese customs data 1988-1999 yy. IMF Staff Papers, Vol. 48(2), 2001. pp. 266-288.
© Марсала Ж., 2017
