CC BY
28
ДЕНЕЖНОЕ ОБРАЩЕНИЕ
АНАЛИЗ РОССИЙСКОГО МЕХАНИЗМА ДЕНЕЖНОГО ПРЕДЛОЖЕНИЯ
В.Ю. НАЛИВАЙСКИЙ, доктор экономических наук, профессор, проректор по научной работе
КС. ИВАНЧЕНКО, кандидат экономических наук, Ростовский государственный экономический университет
Механизм реального денежного предложения в нашей стране - один из самых запутанных, на взгляд авторов, и слабо изученных экономических вопросов. Несмотря на издание большого количества учебников отечественных и зарубежных авторов по функционированию денежной системы, в которых описывается весь сложный многоуровневый комплекс генерации денежной массы, т.е. объясняется, как должен происходить этот процесс в хорошо отлаженном рыночном хозяйстве, бросается в глаза отсутствие в последние годы публикаций в российских экономических журналах, посвященных статистическому анализу взаимосвязи практики российского денежного обращения с теорией. Так, в журнале «Деньги и кредит» за последние два года не было опубликовано ни одной статьи на эту тему. В работе Панфилова B.C. | ] ], целью которой было исследование тенденций и перспектив развития денежно-кредит-ной системы, подчеркивается, что российская экономика в де-нежно-финансовом аспекте крайне зависима от потока сверхприбыли от экспорта топливно-энергетических ресурсов. Поэтому, анализируя механизм функционирования денежного предложения, необходимо на основе реальных статистических данных проверить это утверждение. Кроме того,
>s о
X
*
ш
X
о
3
га о о
^ га
а 2
s
а.
с
с
5
ш
необходимо выяснить, нейтральна ли денежная масса по отношению к уровню промышленного производства. Если результат после проведения исследования получится отрицательный, то желательно сформировать эконометрическую модель прогнозирования динамики денежной массы в стране как одного из макроэкономических факторов, по всей видимости, способного оказывать значимое влияние на устойчивость материального производства.
Итак, первое, на что нельзя не обратить внимание, построив график временной зависимости темпов прироста объемов денежной массы (агрегат М2) за период времени с января 1998 г. по сентябрь 2003 г., - это резкие их колебания (рис. 1).
Периоды времени
Рис. 1. Графическая зависимость темпов прироста денежной массы М2 от периодов времени
Необходимо найти ответы на два взаимосвязанных вопроса:
1) Экзогенна ли российская денежная масса по отношению к материальному производству?
2) Чем обусловлены стохастические ежемесячные сжатия и расширения денежного предложения, изображенные на рис. 1? То есть, если перефразировать слова И. Фишера, приведенные в его работе [2], является ли «танец рубля» причиной производственного цикла или, наоборот, рублевая денежная масса повторяет в общих чертах динамику промышленного производства?
Что касается поиска ответа на первый из поставленных вопросов, то вначале необходимо определиться с методикой анализа. Так, в работе Усоскина В.М. [3] описана модель «база-мультипликатор» Ф. Кейгена, сторонника монетаристской школы. Анализируя динамику денежной базы и денежного мультипликатора в США за довольно продолжительный период времени, он пришел к выводу, что колебания денежной массы на 90% обусловлены сдвигами в денежной базе и лишь на 10% - другими причинами. Федеральная резервная система США, управляя денежной базой, может почти полностью контролировать процесс денежной эмиссии, т.е. денежная масса является экзогенной или автономной переменной по отношению к национальному хозяйству.
В этой связи необходимо напомнить, что спор между монетаристской и посткейнсианской школами о природе современных денег и механизме их предложения длится уже не одно десятилетие. Монетаристы выступают против кредитной природы денег, так как это противоречит их представлению об экзогенном принципе эмиссии платежных средств. Посткейнсианцы же отвергают утверждение монетаристов, что причиной колебаний «широких денег» являются изменения в денежной базе, так как доля денежной базы в объемах денежной массы, начиная с агрегата М1 и выше, составляет
2.5
О
* 1 0) 2
* т
л] (0 5 * 1 5
И л 1 ■
*! 0.5 -
о о 0
С1" -¡^
О"- <5 е* V,- »
&
Рис. 2. Динамика коэффициента денежной мультипликации с января 1998 г. по сентябрь 2003 г. (расчет выполнен авторами на основе статистических данных из бюллетеней банковской статистики)
незначительную величину, и основное количество денег в развитых странах создают коммерческие банки, кредитуя реальное производство. Так, например, в США коэффициент денежной мультипликации часто превышает 10 единиц. На этом основании последователи учения Дж. Кейнса видят причину колебаний объемов денежной массы в изменениях кредитно-инвестиционного климата в стране, который оказывает непосредственное влияние на коэффициент денежной мультипликации. Они утверждают, что центральный банк зачастую вынужден проводить пассивную кредитно-денежную политику, подстраиваясь к денежному спросу, так как являясь кредитором в последней инстанции, он не может отказаться от переучета предъявляемых ему коммерческих векселей. Противоположны взгляды ученых этих двух экономических течений и на причину роста товарных цен: если монетаристы объясняют его увеличением денежного предложения со стороны банковской системы, то кейнсианцы - исключительно ростом издержек производства.
Можно и дальше приводить различия и взаимные упреки двух крупнейших экономических школ по поводу механизма денежной эмиссии. Ясно лишь одно, что каждое из этих направлений в экономической теории страдает, если можно так выразиться, научным экстремизмом, поскольку выхватываются из реальной жизни и абсолютизируются различные элементы производственного и денежного механизма. В действительности же процесс образования денежной массы с каждым годом продолжает все более усложняться в связи с появлением новых расчетных инструментов и находится под влиянием огромного количества факторов, имеющих как экономическую, так и политическую, и социальную природу.
Возвращаясь к модели Ф. Кейгена «база-мультипликатор», примененной им для доказательства свойства экзогенности денежной массы, необходимо отметить, что использование ее для аналогичных исследований в российских условиях не позволило получить однозначного ответа на поставленный вопрос. Оказалось, что денежный мультипликатор т, входящий в уравнение функциональной связи между денежной массой М и денежной базой Н\
(7> .СУ
М = тН, (1)
является практически постоянной величиной.
Как видно из рис. 2, коэффициент т изменяется довольно плавно в интервале значений от 1,5 до 2, причем, его дисперсия со временем даже уменьшается. В отличие от коэффициента мультипликации денежная база, состоящая из наличных денег (агрегат МО) и резервов коммерческих банков, подвержена таким же хаотическим колебаниям, как и денежная масса М2. Колебания наличных денег и банковских резервов изображены соответственно на рис. 3 и 4.
Проведенный регрессионный анализ зависи-
мости темпов прироста денежной массы
сШ2 Л/2
(1Я
от
. йМ 0
темпов прироста денежной базы [ ^^ " | позволил выявить, что рост денежной массы М2 почти на 80% можно объяснить колебаниями денежной базы. Сжатия же денежной массы М2 не объясняются динамикой денежной базы. Из полученного результата, на взгляд авторов, не следует вывод о том, что денежный агрегат М2 является экзогенной по отношению к материальному производству переменной, так как при помощи денежной базы мы не можем объяснить резкие сжатия объемов денежной массы. База, как известно, состоит из двух компонентов: наличных денег и банковских резервов, отражающих динамику безналичного денежного обращения в стране. Центральный банк регламентирует и упорядочивает наличное и безналичное денежное обращение Положениями ЦБ РФ [4, 5]. Если по наличному денежному обращению составля-
ется прогноз поступления и выдачи наличных денежных средств из касс РКЦ и коммерческих банков наследующий квартал, то по безналичному обращению такие прогнозы составить невозможно. Да и по наличному денежному обращению прогноз, скорее всего, может быть только условным, так как эти платежные средства выдаются банками организациям и населению не только для выплаты заработной платы, пенсий, стипендий, социальных пособий, но и для выдачи ссуд индивидуальным заемщикам или для закупки сельскохозяйственной продукции. Несмотря на то, что ЦБ РФ прилагает титанические усилия, судя по содержанию п. 2.9 и 2.10 Положения ЦБ РФ [4], для обеспечения равномерного использования кассовых ресурсов и упорядочения выдач наличных денежных средств по дням и месяцам, на практике мы имеем резкие труднообъяснимые колебания денежной массы МО, представленные на рис. 3. Так может быть причину этих денежных колебаний в нашей стране нужно искать не в деятельности Центрального банка, как утверждают это монетаристы, а в недрах материального производства? Дело в том, что сама денежная база неоднородна по источникам своего происхождения. Если будет установлено, что большая часть денежной базы имеет некредитную природу, то тогда можно будет утверждать, что Центральный банк по своему усмотрению регулирует денежную массу в стране. Для Рос-
Рис. 3. Динамика темпов прироста денежной массы МО
Рис. 4. Графическая зависимость темпов прироста банковских резервов от периодов времени
сии же с ее сырьевой ориентацией в международном разделении труда, с явно выраженным положительным сальдо внешней торговли и кризисом в обрабатывающей промышленности не является характерным банковское долгосрочное кредитование реальной экономики. Большую часть активов ЦБ РФ составляют золотовалютные резервы. Поэтому типична ситуация, когда на счет экспортера углеводородного сырья поступает из-за рубежа валютная сумма, она, как правило, конвертируется в рублевый депозит с одновременным увеличением золотовалютных резервов Центрального банка и рублевых резервов коммерческого банка. Следовательно, для проверки предположения о том, что современные деньги имеют кредитную природу, необходимо проанализировать влияние надинами-ку денежной массы изменения не укрупненных пассивных статей баланса Центрального банка РФ, как это предлагает Ф. Кейген, а активных статей, таких как общая сумма выданных ЦБ кредитов, приобретенных ценных бумаг, средств и ценных бумаг в иностранной валюте, размещенных у нерезидентов. Такой анализ, на взгляд авторов, будет более корректным, чем проведенный выше, так как позволит учитывать влияние на изменение денежной массы М2 колебаний не всей денежной базы, а только той ее части, которая связана, например, с кредитными операциями Центрального банка.
Возможность Центрального банка управлять количеством денег в обращении в значительной степени зависит от структуры его активов, которая, в свою очередь, обусловлена состоянием платежного баланса страны [6]. При росте положительного сальдо Центральный банк скупает у экспортеров валютную выручку, увеличивая тем самым валютные резервы и рублевую денежную базу, а затем вынужденно проводит «стерилизацию» излишнего количества свободных отечественных денег. Следовательно, активы Центрального банка укрупненно можно представить как: 1) золотовалютные резервы, объем которых в значительной степени определяется работой экспортно-ориен-тированныхотраслей промышленности; 2) кредиты коммерческим банкам; 3) кредиты, выданные для обслуживания внешнего долга; 4) средства, вложенные в ценные бумаги; 5) прочие активы. Учитывая специфику российской экономики, можно утверждать, что колебания денежной массы будут обусловлены эндогенными по отношению к экономической системе силами, если на денежную базу оказывают воздействия активы из первой
и второй группы. В противном случае колебания денежной массы следует считать экзогенными.
Для проверки гипотезы экзогенности денежной массы были построены три регрессионных уравнения. В качестве зависимых переменных были выбраны последовательно приращения наличных денег dMQ, резервов dR и денежной базы dH. Такое разнообразие зависимых переменных неслучайно, - это сделано для того, чтобы исследовать отдельно как колебания базы, так и ее составляющих элементов [7]. В качестве независимых переменных были выбраны приращения таких активов баланса ЦБ РФ, как золотовалютные резервы {dZ); приращения кредитов, предоставленных Банком России кредитным организациям-резидентам (dK), приращения кредитов, предоставленных для обслуживания внешнего долга (dK); приращения статей, учитывающих вложения Банка России в государственные ценные бумаги, атак-же в акции дочерних и зависимых организаций и банков (dB). Для регрессионного анализа были использованы ежемесячные данные упомянутых здесь переменных из балансов Банка России, приведенных в бюллетенях банковской статистики за последние 6 лет.
В составленных авторами уравнениях, описывающих приращения денежной массы dMu, все «бета» коэффициенты при независимых переменных оказались незначимо отличными от нуля. В регрессионные уравнения, описывающие динамику приращения резервов и денежной базы, значимо вошла переменная dZ. Однако, коэффициент детерминации в обоих случаях оказался не более 20%. Следовательно, если применить подход Ф. Кейгена, то гипотеза об экзогенном характере процесса денежного предложения в стране не может быть ни принята, ни отвергнута. Из проведенного анализа можно сделать, по крайней мере, два вывода. Во-первых, существуют еще какие-то не учтенные авторами экономические факторы, которые оказывают существенное влияние на динамику резервов и денежной базы. Во-вторых, природа современных денег в России не является кредитной, т.е. банковские кредитные операции не воздействуют должным образом на процесс денежного предложения в стране. Поэтому для проведения более углубленного исследования механизма денежного предложения необходимо рассмотреть влияние материального производства, т.е. объемов прибыли, которую получают основные российские экспортеры, например, экспортеры электроэнергии, нефти и газа, на динамику денежной массы.
——III III III! II || || III 11 О—
Для оценки влияния динамики реального промышленного производства на объемы денежной массы обратимся вначале к известной работе Ирвинга Фишера «Покупательная сила денег» [21, в которой автор проводит всесторонний анализ уравнения обмена между товарной и денежной массами:
МУ=РУ, (2)
где М - номинальное предложение денег, V- скорость обращения денег по отношению к доходу, Р - общий уровень цен, У- реальный доход. Правая часть равенства (2) представляет собой спрос на денежную массу, а левая - ее предложение. И. Фишер доказывает, что сбалансированность между денежной массой с учетом динамики скорости денежного обращения и ее товарным обеспечением происходит посредством изменения цен. Цены растут пропорционально увеличению денег в обращении и уменьшению предложения товаров. В тех случаях, когда происходит нарушение уравнения обмена, «ненормальные» колебания цен вызывают появление кредитного цикла, «напоминающего колебания маятника» [2]. Правда, И. Фишер анализировал среднесрочные коммерческие колебания продолжительностью 10 лет. На рис. 1 тоже явно просматриваются маятниковые колебания, но с периодом в один год. На протяжении шести последних лет стало уже почти закономерностью, что в январе денежная масса резко расширяется, несмотря на то, что в стране наблюдается затишье деловой активности, затем, в феврале она также резко сжимается и далее до следующего января растет то большими, то меньшими темпами. Амплитуда этих колебаний, как видно из рисунка, постоянна во времени. Следовательно, наблюдается явно выраженный цикл годовых пульсаций денежной массы (более строгое математическое доказательство этого утверждения будет приведено ниже).
0.9
0.8 -
о
1. о 0.7 -
Г
* £ 0.6 -
о 5
I I 0) £ 0.5 -
Ч 3
■0 Я Н- о- 0.4 -
о ю
о о 0.3 -
а
о •х 0.2 -
О
0.1 -
0 -
Дальнейшее развитие теории уравнения обмена нашло в работах Дж. Кейнса [8] и М. Фридмена [91. Совокупный денежный спрос по Кейнсу можно представить как функцию двух переменных: У-дохода, /' - нормы процента. Если это так, тогда функция спроса на деньги приобретает простую форму:
(3)
Разработанная монетаристами функция спроса на деньги базируется на пяти формах богатства, доступных субъекту, и семи переменных, выведенных на их основе. Не будем углубляться в монетаристский анализ спроса на денежную массу, так как он достаточно сложен в практическом осуществлении, и ограничимся поэтому исследованием соотношений между макроэкономическими переменными, вошедшими в равенства (2) и (3).
Выясним вначале, стабилен ли спрос на денежную массу в нашей стране; может быть его неустойчивость является причиной колебаний денежной массы. Для этого необходимо проанализировать скорость денежного обращения [10], используя квартальные данные об объемах ВВП и денежной массы М2, начиная с первого квартала 1998 г. по третий 2003 г. Скорость денежного обращения была рассчитана по следующей формуле:
ВВП
Ж" (4)
V =■
1
4
6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 Кварталы
Рис. 5. Динамика скорости денежного обращения (число оборотов в квартал) за период времени с января 1998 г. по сентябрь 2003 г. (расчеты произведены авторами)
Результаты расчета представлены на рис. 5. Как видно из рисунка, скорость денежного обращения нарастала до четвертого квартала 1999 г., затем она волнообразно начала снижаться, что связано, по-видимому, с уменьшением уровня инфляции в стране и с увеличением рублевой доли в общем объеме валовых сбережений по отношению к валютной составляющей.
В целом же динамика скорости обращения изменилась с третьего квартала 1999 г. по третий квартал 2003 г. с 0,78 оборотов до 0,45. Абсо лютные величины скорости денежного обращения с первого квартала 2000 г. по третий квартал 2003 г. уменьшились на 35%. Много это или мало? Наверное, учитывая российскую политическую и экономическую нестабильность и финансовый дефолт
августа 1998 г., эти изменения не такие уж и большие. Однако, когда в 1982 г. расчетный показатель скорости обращения денег в США впервые за последние 35 лет снизился на 4,7% [10], это было воспринято в научных кругах, как серьезный удар по монетаристской теории, одним из основополагающих постулатов которой является гипотеза о постоянстве во времени спроса на денежную массу.
Если произвести более точные расчеты, то колеблемость исследуемого ряда за пять с половиной лет составила величину порядка 17%. Расчет производился последующей формуле [11]:
У
(5)
где к(0 - коэффициент колеблемости, (/) - стандартное отклонение скорости денежного обращения от своего среднего значения у ■ Коэффициент устойчивости равен 0,83 = (1 - 0,17). Аналогичные вычисления динамики скорости денежного обращения и коэффициента ее колеблемости были про-
Мг
ведены и для реальных денежных остатков , т.е.
с учетом дефляции денег по индексу цен. Результаты вычисления с учетом коэффициента инфляции получились практически те же самые.
Устойчива ли в целом тенденция динамики скорости денежного обращения в течение рассматриваемого интервала времени? Для этого было рассчитано значение коэффициента Спирмена по формуле, приведенной в книге Афанасьева В.Н. [11]. Значение этого коэффициента для данных, изображенных на рис. 5, оказалось равно 5= - 0,48. Следовательно, скорость денежного обращения неустойчива во времени, так как снижение оборачиваемости денежной массы в течение последних трех лет чередуется с циклическими ее увеличениями в начале анализируемого периода и в третьем квартале каждого года. Таким образом, если подходить к оценке скорости обращения денег в нашей стране с помощью западных стандартов, то спрос на денежную массу неустойчив. Однако, необходимо принять во внимание, что в стране наметился процесс экономической стабилизации: рост промышленного производства, снижение уровня инфляции и внешнего долга, что, естественно, приводит к стремлению экономической системы найти новое устойчивое положение равновесия.
Вернемся к статистическому исследованию уравнения (2). Как показал проведенный регрессионный анализ, колебания абсолютных значений
денежной массы оказались не связаны линеинои зависимостью с динамикой ВВП и процентными ставками по всевозможным видам выданных банками кредитов и привлеченных депозитов, а также со ставкой рефинансирования. Поэтому в качестве модели, описывающей соотношение между спросом на денежную массу и ее предложением, была выбрана часто применяемая в экономических расчетах нелинейная степенная функция, а именно -кривая Энгеля [12]. Для расчета коэффициентов регрессии этой модели были использованы временные ряды квартальных значений ВВП, средневзвешенных процентных ставок по кредитам, предоставленным физическим лицам и предприятиям в рублях с различными сроками погашения, а также средневзвешенных процентных ставок по привлеченным банками депозитам. Всего независимых переменных было отобрано для исследования 19. Анализируемый период времени - с января 1998 г. по сентябрь 2003 г.
Получено следующее уравнение:
ШЙ = 0,441п(—) - 0,251п(г1,) +
(6,6) (-2,2)
(2,5)
,М2,
+0,091 п(г2,) - 0,051п(/-3,) + 0,61,
Р, А
(6)
(-2,5)
(9,8)
где У-внутренний валовой продукт, Р/ - индекс цен производителей промышленной продукции, г\1 -средневзвешенная процентная ставка по кредитам физическим лицам со сроком погашения до 30 дней, г2 - средневзвешенная процентная ставка по кредитам физическим лицам со сроком погашения от 1 годадо 3-хлет, гЗ - средневзвешенная процентная ставка по кредитам юридическим лицам со сроком погашения более 3-хлет, М2м - лаговое значение денежного агрегата М2. Уравнение (6) имеет очень высокий коэффициент детерминации, он равен 0,998; статистика Дарбина-Уотсона составляет 2,4. Необходимо обратить внимание на то, что чувствительность и эластичность спроса на денеж-
М 2,
У,
ную массу
по доходу
составляют соответ-
ственно величины 0,44 и 0,41
эластичность ■
"у
что характеризует спрос, как явно неэластичный. В экономически развитых странах монетарный спрос по доходу значительно превышает единицу.
Уравнение (6), описывающее динамику российской денежной массы, сильно напоминает по форме и содержанию модель, которая была предложена в 1973 г. профессором Принстонского университета С. Голдфельдом для денежной массы США с использованием квартальных данных за период с 1952 г. по 1972 г. [3]:
1пА = а0 + at In GNP, +а2 In RMS, +
+a} InRSAV, +a4 ln^^-, ^t-1
где Ml - узкий денежный агрегат, GNP- реальный ВНП, Р- индекс цен, RMS- краткосрочная ставка процента, RSAV- ставка по сберегательным вкла-
дам, р -лаговыи показатель денежной массы.
'»-I
Модель С. Голдфельда хорошо прогнозировала в течение двух лет динамику денежной массы в США. Однако, уже вскоре предсказанные объемы денежной массы с помощью уравнения (7) стали превышать фактические, причем ошибка с каждым годом нарастала. Возможно, что остатки уравнения (7) обладали свойством гетероскедастичности. Поэтому была осуществлена проверка остатков нашего регрессионного уравнения (6) на постоянство во времени их дисперсии.
Тест Глейзера на выполнение четырех условий Гаусса-Маркова относительно поведения случайного члена в уравнении (6) показал, что дисперсия остатков непостоянна во времени. Следовательно, как в модели (6), так и в (7) не были учтены еще какие-то макроэкономические переменные, оказывающие значимое влияние на денежную массу. Несмотря на то, что результат получился отрицательным, исследование было проведено не напрасно. Для двух, совершенно непохожих во всех отношениях стран, разделенных океаном и тридцатилетним интервалом времени, при исследовании динамики денежной массы были получены идентичные результаты. Что это -простое совпадение или проявление действия универсальных законов денежного обращения в рыночной среде? Для того, чтобы ответить на этот вопрос, необходимо провести углубленные монетарные исследования по целому ряду стран, находящихся на различном уровне экономического развития. Мы же продолжим работу над построением эконометричес-кой модели, которая бы помогла приоткрыть тайну процесса денежного предложения в нашей стране.
Если значения ВВП не в полной мере описывают динамику российской денежной массы, сле-
довательно, не вся конъюнктура национального хозяйства оказывает воздействие на ситуацию, складывающуюся на денежном рынке страны. Поэтому проанализируем более подробно влияние на монетарные процессы, конечно, при условии, что оно на самом деле имеет место, производства и экспорта продукции в таких структурообразующих для нашей страны отраслях национального хозяйства, как энергетика, нефтяная, газовая, легкая, пищевая, лесная, топливная, химическая промышленность, машиностроение, электросвязь, сельское хозяйство, строительство, транспорт, черная и цветная металлургия. Кроме того, математически докажем, что период денежного цикла, изображенного на рис. 1, равен одному году.
Выявим причины и возможно существующие закономерности в случайных на первый взгляд ежемесячных колебаниях российской денежной массы. Для проведения этого анализа воспользуемся теорией временных рядов. Прежде всего необходимо исследовать свойства исходного временного ряда, т.е. последовательности темпов прироста агрегата М2 на предмет его стационарности. Также было бы логично проверить наше предположение, что темпы прироста денежной массы распределены нормальным образом. Действительно, из рис. 1 видно, что небольшие темпы прироста наблюдаются гораздо чаще, чем значительные, кроме того, отрицательные их значения равновероятны положительным. От результатов этих проверок будет зависеть, каким статистическим инструментарием можно будет воспользоваться в процессе построения модели.
Итак, начнем с проверки стационарности исследуемого временного ряда. Для этого воспользуемся тестом (Unit root), заложенным в статистическую программу (EViews-3.1) и построенным на основе статистики Дики-Фуллера. Этот тест проверяет нулевую гипотезу о том, что ряд является нестационарным, против альтернативной гипотезы, что он стационарен. В нашем конкретном случае статистика Дики-Фуллера оказалась равна минус 4,56. Критические же ее значения для уровней значимости 1%, 5%, 10% соответственно равны минус 3,53, минус 2,90, минус 2,59, т.е. нулевая гипотеза отвергается на всех уровнях значимости. Следовательно, ряд темпов прироста денежной массы является стационарным.
Все значения исследуемой переменной были сгруппированы в 20 интервалов. Для наблюдаемых темпов прироста денежной массы проведена процедура сглаживания, так как незначительное их
количество, попадающее в краиние интервалы, по сравнению с общим числом наблюдений вносит сильное искажение в общую картину исследуемого процесса. Вычислены следующие параметры: математическое ожидание темпов паироста денеж-
ной массы т. дартнос ,ений п 17,статист X2 находим, чтв значения статистики ванности Tgopi пределений составляет
Срси* сШ 0,Q0.13, стан->6, Ж^рйрйо на&до-й а-20 -1=
Ta6jÉkU рЗ^^едел!
1ей сво0цд!?1 Щ
«т-носгь согласо-Oj o рас-веЛичину
порядка 0,53. По мнению автора Вентцеля Е.С. [13], эта вероятность малой не является. Следовательно, гипотезу о нормальном распределении темпов прироста денежной массьййожно считать правдоподобной. Кроме того, отсутствует автокорреляция между соседними значениями темпов прироста денежной массы в течение анадизщуемого интервала в№мени.?аак^;и^тат^стика^арби11а-Уот сона равна 1
Даже вруалд^р) з "^во; чхр иЬелёдуемеё^а^ мальному На рис. 6 по роятность попадания исследуемых значени^в'каж-дый из 20-ти интервалов, а^ЁЬных^о оси аб^® цисс. Следовгт?^ьно, учитьшЗя, что исходный ряд динамики стационарен, И теш1ы-прироста денежной массы независимы друг отдр^та и распределе?" ны согласно н о р м ал ь н о м у, мкГ%ожем сде-
лать вывод, что Центральный банк РФ проводит в целом пассивную кредитно-денежную политику. Если бы монетарная власть, например, активно управляя денежной базой, равномерно увеличивала денежное предложение в стране на 3 - 4% в год, как это рекомендуют делать монетаристы, то практически полностью отсутствовали бы отрицательные темпы прироста денежной массы, во всяком случае они были бы маловероятны.
0.18 0.16 0.14 0.12 0.1
0.08 -I 0.06 0.04 0.02 0
Для проведения дальнейшего исследования теперь можно воспользоваться теорией случайных процессов и описать динамику денежной массы с помощью стохастического дифференциального уравнения. Для того, чтобы построить модель, опи-сыванзш^ю динамику денежной массы, воспользу-.... . _. - ч влсруаые сформули-
' 40-ХТГШов£ки"й мате-
где rdt- ожидаемый темп роста денежной мас-■-■■-£0, adw{t, 9)-случайное изменение денежной мас-6ы, w (/, в) - винеровский процесс с независимыми приращениями, t-переменная времени, 0- некоторое элементарное событие из вероятностного
'М% ^-ri-Ml, xdt ч-rтхМ-^^ф.О).
пространства. Так как величина
dM 2 М 2
распределе-
ЯЛЛ
.ол
1 2 3 4 5 6 7
9 10 11 12 13 14 15 16 17
Рис. 6. Гистограмма темпов прироста денежной массы
на нормальным образом, то ее среднее значение (математическое ожидание) равно rdt, среднее квадратическое.отклоненис составляет adw (t, в). "•-Итак, ийеднвга исследуемый «ременной ряд денежной массы удовлетвори-' 1Иям суц
я вДдя ftfre^чтб5ьГвЕ .¿гуть трешД^^^^^^ВУь теш&йпшо это го .
нныи анализ„в качестбе-ие-зависимой переменной которого использовалось мя. Автора^^б^^^^ановлено, что темпЁ1 при-
мйки, т.е. для данного конкретного случая коэффициент г в модели (8) равен нулю. Следовательно, динамика российской денежной массы будет описываться только вторым слагаемым из правой части этого равенства. Известно, что случайный процесс, представленный уравнением типа (8) с нулевым первым слагаемым в правой части, является частным случаем авторегрессионной интегрированной модели со скользящей средней (ARIMA) [14]. Поэтому уместно будет представить правую часть стохастического дифференциального уравнения (8) в качестве модели класса AR(), МА() или распределенных лагов DL(), как это рекомендуется в работе Смирнова АД. [15].
В качестве регрессоров для анализа были отобраны ежемесячные значения 72 макроэкономических переменных,наиболее известных индикаторов кредитно-денежной политики и промышленного производства за период времени с января 1998 г. по сентябрь 2003 г. Наилучшей из составленных авторами моделей прогнози-
.HIL_.
18 19 20
рования темпов прироста денежной массы М2 оказалась следующая:
ёМ 2 = 0 21йМ 2
Л/2
— +0,12— + 0,14^-М2 ,,-п, I (,-П РЯ
(4,1)
(22,7)
(4,5)
+0,17— + 0,47%_16)-0,2б£-(,_2П),
(9)
(3,5) (3)
(-2,1)
где
III й(РЯ)
сШ Н
соответственно темпы при-
/ ' РЯ
роста следующих переменных: инвестиций в основной капитал; производства промышленной
продукции; добычи нефти; £и_]6) и гг(, 20) -лаговые значения ошибок прогноза. Учитывая высокую степень стохастичности процесса предложения российской денежной массы, построенная модель обладает довольно высокими прогнозными качествами. Коэффициент детерминации уравнения (9) равен 0,95, статистика Дарбина-Уотсона составляет 1,76; гетероскедастичность остатков, проверенная с помощью теста Глейзера, отсутствует. В правую часть приведенной выше модели включе-
йМ 2
на переменная ^^ - лаговоезначение темпа
прироста денежной массы, отстоящее от прогнозируемого значения на 13 временных периодов. Следовательно, предположение авторов, сделанное на основе визуальной оценки графического изображения динамики темпов прироста денежной массы (см. рис. 1), подтверждено математически: период российского денежного цикла составляет один год. Наличие второго слагаемого в уравнении (9), бета коэффициент которого имеет самое высокое значение /-критерия Стьюдента, является подтверждением факта колоссального воздействия на динамику денежной массы в стране объемов валовых российских инвестиций в основной капитал. Несмотря на то, что объемы денежной массы в среднем в 20 раз превышают объемы инвестиций, монетарные колебания в точности повторяют динамику инвестиций с запаздыванием на один месяц. Инвестирование в основной капитал, в каком бы ни было объеме оно произведено, вызывает в следующем месяце повышенный спрос, а следовательно, и дополнительное предложение денежной массы. Если годовой максимум инвестирования приходится на месяц декабрь, что связано с бюджетными ассигнованиями и финансовым завершением года промышленными предприятиями, то
максимум предложения денег наблюдается в январе, несмотря на традиционное снижение деловой активности в этом месяце. И эта тенденция стала достаточно устойчивой. Годовой инвестиционный цикл воздействует на денежную массу и раскачивает ее, вызывая появление годового денежного цикла, смещенного относительно инвестиционного на один месяц.
Третье и четвертое слагаемые, вошедшие в уравнение (9), свидетельствуют об эндогенном характере денежной массы по отношению к сфере материального производства. Темпы прироста объемов промышленной продукции, и в частности объемов добычи нефти, значимо влияют на процесс предложения денежной массы. Следовательно, не операции Центрального банка определяют в нашей стране основную часть колебаний объемов денежных средств в обращении, а ситуация, складывающаяся в промышленном производстве, воздействует на расширение и сжатие денежной массы. Учитывая специфику функционирования нашей экономики, когда баланс всей страны формируется исходя из прогноза поступления валютной выручки от проданного на мировом рынке углеводородного сырья, можно утверждать, что добыча нефти для российской денежной системы стала столь же важна, как и добыча золота в XVII - XIX вв. для тех стран, которые обладали рудниками с благородными металлами. Добыча нефти заранее общественно востребована и приводит к притоку в страну иностранной валюты, которая, с одной стороны, подпитывает и укрепляет финансовую систему страны, а с другой, делает нерентабельным производство товаров для внутреннего потребления, развивает сырьевые отрасли и тормозит развитие всех остальных отраслей, прежде всего высокотехнологичных. Это превращает Россию в сырьевой придаток развитых стран.
Таким образом, можно сделать вывод, что на динамику предложения денежной массы в нашей стране оказывают воздействия колебания производства не только в целом в промышленности, но и в отдельных ее отраслях, особенно в экспортно-ориентированных, обеспечивающих приток в страну валютных средств, таких как нефтяная, цветная металлургия, машиностроение. Именно процесс накопления валютных резервов, а не кредитные операции ЦБ РФ, определяют столь резкие и в большинстве своем случайные колебания денежной массы, которые мы имеем в настоящее время.
Итак, авторами установлено, что сфера материального производства воздействует самым не-
посредственным образом на объемы денежного предложения. Этот полученный результат полностью совпадает с точкой зрения последователей учения Дж. Кейнса о том, что денежная масса является эндогенной переменной по отношению к национальному хозяйству. Атак как материальное производство в рыночных условиях достаточно нестабильно, как нестабильны и мировые цены на экспортируемое страной сырье, то и внутреннее предложение рублевой массы подвержено хаотическим колебаниям, что мы и наблюдаем на рис. 1. Если бы денежная масса была экзогенной переменной, т.е. активно управлялась Центральным банком в форме проведения операций на финансовом рынке, то, вероятно, не наблюдалось бы такого ежемесячного стохастического расширения или сжатия денежной массы, которые происходят на протяжении последних шести лет. Российские предприятия, средняя годовая рентабельность которых составляет 13 - 15%, не в состоянии брать в коммерческих банках долгосрочные кредиты под 20% годовых для обновления основных фондов. Как результат этого мы имеем, с одной стороны, нарастающую массу безнадежно устаревших производственных мощностей, с другой стороны, кредитование Центральным банком внешнего мира и потрясающе низкий коэффициент денежной мультипликации в стране, который по расчетам авторов составляет величину 1,7, что в 6 раз меньше, чем в США [16]. Так, например, в балансе Банка России на 01.10.2003, опубликованном в «Бюллетене банковской статистики», № 10 за 2003 год, сумма выданных ЦБ РФ кредитов и приобретенных ценных бумаг составляет только 21,5% от общей суммы активов, в то время как величина средств ЦБ РФ в иностранной валюте, размещенных на счетах организаций и банков нерезидентов, - 74,1 % от общей суммы активов.
Проведенный статистический анализ не выявил неконтролируемой денежной эмиссии для покрытия бюджетных расходов. Предложение денежной массы формируется рыночным спросом без активного вмешательства ЦБ РФ, о чем всегда мечтали монетаристы в развитых странах. Однако, для ускоренного роста ВВП и ликвидации бедности в стране необходимо многократное увеличение объемов кредитования банками реального сектора экономики, что приведет, в свою очередь, к росту коэффициента денежной мультипликации. Другими словами, в денежной массе должна резко возрасти кредитная составляющая. Движение по этому пути обусловливает необходимость снижения инфляции
в стране с тем, чтобы последовательно приблизить ее темпы до европейского уровня (1 - 3% в год) [17]. Только этот процесс позволит Центральному банку снижать ставку рефинансирования, доведя ее значение до 4 - 5% годовых. В этих условиях коммерческие банки смогут выдавать долгосрочные кредиты предприятиям для обновления основных фондов под 6 - 7%. Инвестирование в отечественную промышленность станет экономически выгодно не только для российских предпринимателей и банков, но и для зарубежных, что приведет к существенному росту ВВП и денежных доходов населения. При этом увеличится непроизводственное потребление товаров и услуг, которое даст новый импульс для дальнейшего расширения производства.
После того как было установлено, что денежная масса в значительной степени отражает в своей динамике колебания промышленного производства и золотовалютных резервов, невольно напрашивается вопрос, а сама денежная масса полностью ли нейтральна по отношению к промышленному производству, существует ли передаточный механизм денежных импульсов от финансового рынка к товарному. Для ответа на этот вопрос было проведено статистическое исследование динамики большого количества макроэкономических факторов, характеризующих состояние как финансового рынка страны, так и производственной сферы, переменных, которые, по мнению авторов, могут воздействовать на развитие промышленного производства в различных отраслях национального хозяйства.
Составленный перечень независимых переменных, отобранных для регрессионного анализа, включил в себя 84 позиции. Данные были взяты из официально опубликованных статистических материалов, а также сайта Центрального банка РФ. Каждый временной ряд содержал 62 значения -ежемесячные данные за период времени с января 1998 г. по март 2003 г. Авторами были исследованы объемы производства и прибыли в целом в российской промышленности, а также производство в 15-ти отраслях национального хозяйства, перечисленных выше. В сформированные 17 моделей были включены 37 независимых факторов. Приведем лишь одну из них (нумерация переменных сохранена первоначальная):
Промышленное производство в целом по стране: Г(/)=-86,55 + 0,2 ЦТ, + 0,16Х2/(3 + 5,45Х3 +
(-2,9) (5,3) (4,4) (6,7) + 16,36*13 + 17,24*]4 - 0,43Л;() + 2,67/; (10)
(11,8) (6) (-6,1) (2,3) Л2 = 0,997, £>Ж= 1,45,
Х1 - денежная масса (агрегат М2) (млрд руб.);
Х2 - инвестиции в основной капитал (млрд руб.);
Xз - курс доллара в конце каждого месяца; - экспорт товаров;
Хы - импорт товаров;
Хт - средние остатки вкладов граждан в банках на рублевых счетах (в млрд руб.).
Описать здесь все результаты проделанной работы невозможно, поэтому отметим лишь некоторые интересные обобщения, которые были сделаны при анализе составленных моделей. Во-первых, во все уравнения, описывающие динамику производства в исследованных отраслях, кроме сельского хозяйства, значимо вошла с различными временными лагами переменная, являющаяся денежной массой (агрегат М2). В некоторых отраслях промышленности наблюдается высокая корреляция между объемами денежной массы и объемами выпускаемой продукции, например, в области услуг связи колебания одной только денежной массы, отстающей во времени на два месяца, на 88% описывают колебания объема услуг в этой отрасли. Необходимо отметить, что не только одномоментные, а также и отстающие на различное число временных периодов колебания денежной массы оказывают самое непосредственное воздействие на динамику прибыли и объемов промышленного производства в целом по российской промышленности и в четырнадцати проанализированных ее отраслях. Аналогичные результаты были получены в свое время для экономики США. Так, например, М. Фридмен и А. Шварц в знаменитой работе «Монетарная история Соединенных Штатов, 1867 - 1960» доказали, что расширение и сжатие денежной массы, отстающие во времени на два года от выпускаемой продукции, оказывают решающее воздействие на динамику промышленного производства в Соединенных Штатах Америки. Следовательно, денежная масса не является нейтральным фактором по отношению к области материального производства в нашей стране, и импульсы денежного рынка оказывают значимое воздействие на колебания экономической конъюнктуры.
Во-вторых, почти все составленные регрессионные уравнения включают в себя такие макроэкономические переменные, как валовые объ-
емы инвестиций в основной капитал, курс доллара США, инфляцию, объемы экспорта и импорта товаров, динамику и объемы привлеченных банками денежных средств и выданных кредитов.
Как видно, в правую часть уравнения (10) включена денежная масса. Рост денежной массы способствует оживлению в экономике, снижению доли бартера в платежных операциях, ускорению совершения платежей, снижению процентных ставок, увеличению объемов кредитования реального сектора. Поэтому коэффициент «бета», относящийся к переменной X в уравнении (10) имеет положительный знак. Рост реальных инвестиций положительно сказывается как на динамике промышленного производства, так и на прибыли, получаемой в целом в промышленности. Отличие наблюдается только лишь в чувствительности (коэффициент «бета») исследуемых переменных к изменениям объемов инвестиций в реальный капитал. Эти коэффициенты отличаются друг от друга почти на порядок. Следовательно, в течение последних пяти лет в нашей стране инвестирование производилось не равномерно, а, вероятно, только в высокодоходные отрасли промышленности. Уравнение (10) содержит также переменную Хъ (курс доллара США); чем выше курс доллара США, тем слабее рубль и тем легче отечественным товаропроизводителям конкурировать с зарубежными на внутреннем и внешнем товарных рынках.
На рис. 7 представлена временная зависимость темпов прироста промышленного производства и темпов прироста денежной массы. Нетрудно заметить, что краткосрочные колебания денежной массы вызывают в следующем месяце аналогичные всплески в динамике объемов промышленного производства. Так, например, за январским ежегодным увеличением темпа прироста денежного предложения следует резкий рост промышленно-
Рис. 7. Динамика темпов прироста промышленного производства и денежной массы
Периоды времени
- Промышленное производство ^ Инвестиции
Рис. 8. Динамика темпов прироста промышленного производства и инвестиций в основной капитал
го производства в феврале. Аналогичное совпадение наблюдается и на отсутствующем здесь совместном графике валовой прибыли промышленных предприятий и денежной массы.
Синхронные колебания присутствуют в дш тми-ке промышленного производства и инвестиций в основной капитал. Годовые циклические колебания российских инвестиций, как это видно на рис. 8, раскачивают российскую промышленность, вызывая появление цикла производства продукции с той же продолжительностью (один год), но с меньшей амплитудой.
Таким образом, статистически установлено и доказано, что ежемесячные краткосрочные колебания конъюнктуры финансового рынка оказывают сильнейшее воздействие на динамику производства. Казалось бы, что производство в таких отраслях промышленности, как химическая, черная и цветная металлургия, связь, не испытывающее на себе явно выраженных сезонных колебаний, не должно так резко реагировать на краткосрочные циклы денежного и ссудного рынков. Однако, как показывают результаты статистической обработки реальных данных, объемы производства как в целом по промышленности, так и в различных ее отраслях, совершают одновременные или с определенной временной задержкой такие же хаотические на первый взгляд колебания, которые присущи денежной массе, инвестициям, валютному курсу и инфляции. Следовательно, обнаруженные и описанные в работе Нали-вайского В.Ю. и Иванченко И.С. [18] годовые инвестиционные циклы, так же как и колебания других
упомянутых здесь макроэкономических переменных, не проходят бесследно для российской промышленности и вызывают ответную, в целом негативную реакцию в сфере производства, выражающуюся в формировании годового производственного цикла, аналогичного монетарному или инвестиционному. Этот цикл, наблюдаемый на рис. 8, еще не имеет такой большой амплитуды, как инвестиционный, но это дело времени. Если не принять надлежащих мер в области кредитно-денежного регулирования, а инструменты этого воздействия на динамику промышленного производства, как показал проведенный анализ, весьма эффективны, то уже через несколько лет мы будем наблюдать значительные годовые колебания объемов производства, обусловленные колебаниями инвестиций в основной капитал и денежной массы, которые, к сожалению, приобрели в нашей стране в течение последних пяти лет устойчивый характер.
В результате проведенного исследования можно сделать следующие выводы:
1) Несмотря на то, что природа российского денежного предложения не является кредитной, денежная масса оказалась эндогенной макроэкономической переменной по отношению к сфере материального производства. Нестабильность в рыночных условиях промышленного производства и мировых сырьевых цен, оказывающая самое непосредственное воздействие на динамику денежной массы, как это выяснилось в процессе исследования, порождает хаотические деьежные колебания. Стохастические ежемесячные колебания денежной массы обусловлены динамикой валового промышленного производства, объемами добычи нефти, накоплением золотовалютных резервов страны, расходами консолидированного бюджета, объемами платных услуг населению.
2) Сама российская денежная масса не является нейтральным фактором по отношению к области материального производства, ее импульсы оказывают значимое воздействие на колебания промышленной конъюнктуры, т.е. надинамику 14 из 15 исследованных отраслей национального хозяйства активно влияют монетарные импульсы.
I рЭ-':
3) Колебания абсолютных значений денежной массы оказались не связаны ни линейной, ни нелинейной зависимостями с динамикой ВВП и процентными ставками по всевозможным видам выданных банками кредитов и привлеченных де-
4тов. Ауущагадыйрезульщ^бьр! ]!Олучен в 70-гг. и ДяЩНН^Ш разриТЙх стран. Эти ре-атыЩ. пей^вчваЁдают практической ш©но-ГЗ%орстич6скШ#Т^>сдиоложения Дж. КЙтиса о ~Ч>вм;-что совокупный денеж^д|^№р«с можногцэед-СТАвить, как функцию двух переменных: К-дохо
да,' - 1юрК»проЦ'
4) Скорость денежного обш1деяия4ЙЩюм понижается в связи со снижением уровня инфляции в стране и с увеличением рублевой доли в общем объеме валовых сбережений по отношению к валютной составляющей. Установлена циклическая закономерность повышения скорости обращения денег в третьем квартале каждого года, которую можно объяснить, по всей видимости, стабильным увелдаением ■объемов и^1Д1тп11Г|Щ]Дй продуЕрйг в тре--3|ем квартале каждого года^1шчйслен]^"^рёднее
от дивамики-денежной масШЗйа«геРГия этого ко' фициента довольно постоянны во времени.....
__.....-г: ' —-
. -■-—»-§) Времен!юр шрр ^^^""ЩйУЁжемесячных темпов прироста денежной иассы.М2 за последние шесть лет, является стационарным, а.его значения независимы друг от друга и ращцрделены согласно нормальному закону, что еще^заз свидетельствует о проведении ЦБ РФ в целом пассивной кредитно-денежной политики. Построенная стохастическая авторегрессионная модель распределенных лагов для предсказания динамики денежной массы обладает высокими прогнозными свойствами.
6) Как показал математический анализ, стабильно наблюдается годовой цикл колебаний денежной массы. Основной причиной его возникновения являются колебания инвестиций в основной капитал, также имеющие годовой период, но опережающие по времени колебания денежной массы на один месяц.
7) Наряду с влиянием монетарных колебаний на возникновение производственного цикла было установлено, что и рублевая денежная масса повторяет в общих чертах динамику промышленного производства. В данном случае невозможно сказать, какие колебания являются первичными, а какие вторичными. Они возникают непрерывно, усиливая и подпитывая друг друга, отражая в своей динамике общие закономерности развития рыночной экономики России.
ЛИТЕРАТУРА
1. Панфилов В. С. Денежно-финансовое обеспечение экономической динамики России // Проблемы прогнозирования. № 5. 2003. - С. 9 - 18.
2. Фишер И. Покупательная сила-денег. М.: *Дело». 2001. - {^Эс. -г.т^-;- "
3.Усоскин В.¿¿.лДёгёжный мир» Жщоу&фрид-
*Уьку1ь». 1989. -
4^|3®эложение ЦБ-РФ от 5 января 14-П «О
правилах организации наличного денежного обращения натерритории Российской Федерации».
5. Положение ЦБ РФ от 3 октября 2002 г № 2-П «О безналичныхрасчетахв Российской Федерации».
6. Тарасевич Л. С., Гребенников П. И., Леусский А. И. Макроэкономика: Учебник. - М.: «Юрайт-Из-дат». 2003. - 650 с.
7. Мишкин Ф. Экономическая теория денег, банковского дела и финансовых рынков. М.: «Аспект Пресс». 1999. - 820 с.
8. Кейнс Дж. М. Общая теория занятости, про-. ■■Учен^Й! деней М.:«Гелиос АРВ». 1999Г- 352 с.
деньги заговорили... М.:
11
i
13.
14.
15.
16.
17.
18.
Шррис Л. М.Г «Прогресс»
ь>9о.-7з ; ~ __ _
Афанасьев В. Щ'Юзбашев М.М. Анализ временных рядов. М.: «Финансы и статистика». 2001. - 228 с.
угерти К. Введение в эконодетщрсу. 1V|,:; «Йнфра-М». 2001. - Шс". . ?
Вентцель Е.С. Теория вероятностей. М.: «Наука». 1969. - 576 с.
Магнус Я.Р., Катышев П.К., Пересецкий A.A. Эконометрика. Начальный курс: Учебник - 4-е изд. - М.: «Дело». 2000. - 400 с. Смирнов А.Д. Лекции по макроэкономическому моделированию: Учебное пособие для вузов. М.: «ГУ ВШЭ». 2000. - 351 с. Аверченко В.А., Морозов С.Л., Иванов Л.А. Чековый денежно-кредитный мультипликатор -главный источник инвестиционного потенциала государства // Бизнес и банки. 2002. № 6 (588).-С. 1 -2.
Послание Федеральному Собранию РФ. Выступление Президента Российской Федерации В.Путина перед депутатами Федерального Собрания РФ в Кремле 26 мая 2004 г.: // Российская газета. № 109 от 27.05.2004. Наливайский В.Ю., Иванченко И.С. Исследование волновой динамики инвестиций в основной капитал // Вопросы статистики. 2003. № 11.- С. 60 - 64.
