CC BY
21На 1 2006
Б. Е. Бродский
Экономические итоги 2005 года
#
результаты эконометрического анализа
кономические итоги 2005 года вызывают сдержанный оптимизм большинства российских чинов-
ников различного ранга — а как же иначе, ведь «сохранились высокие темпы экономического
роста, существенно опережающие динамику мировой экономики. Объем произведенного ВВП составил 21,7 трлн руб., индекс реального ВВП: 106,4% к уровню 2004 г.».
Более осторожные оценки высказывают признанные российские «эксперты» по макроэкономике: приглядимся внимательней к структуре и качеству этого роста и обнаружим, что:
• темпы промышленного производства снизились вдвое — 104% к уровню 2004г. (против 108,3% в 2004 г. к уровню 2003 г.).;
• продолжилась экспансия импорта на потребительский и инвестиционный рынки (128,9% куров-ню 2004 г.), что отражает снижение конкурентоспособности российской экономики в условиях укрепления рубля;
• индекс потребительских цен в среднем за 2005 г. составил 112,7% к уровню 2004 г. (против 110,9 в среднем за 2004 г. к уровню 2003 г.), что свидетельствует о серьезных трудностях и сбоях в правительст-иеннои программе снижения инфляции.
И уж совсем иная картина открывается нам, независимым аналитикам, за фасадом «победных реляции» и ангажированных министерских отчетов по экономике. Дело в том, что работа с макроэко-нометрическими моделями многому учит, но мало кто может и хочет разговаривать на этом скучном формальном языке в России. И все же мы рискнем представить здесь свое видение экономических итогов 2005 г. Мы пойдем от обозначенных выше макроэкономических проблем в России.
В самом деле, с чего бы им снижаться? Ведь мировые и экспортные цены на нефть и газ — основные моторы экономического роста в современной России — в 2005-2006 гг. бьют все рекорды по темпам роста.
Здесь-то мы и сталкиваемся с экономическими законами, с первыми нетривиальными эффектами, которые требуют точных количественных оценок. У всех на слуху «голландская болезнь», «разоряющий рост», но попробуйте подсчитать точный экономический эффект этих теоретических конструктов. А более прямо: какой из двух факторов — рост цен на нефть или рост реального обменного курса рубля — превалирует в экономической динамике? И учтите, что, вступив на путь строгой эконометрики, вы сразу же столкнетесь с такими неприятными вещами, как «мультиколлинеарность» (ведь рубль укрепляется именно вследствие роста мировых цен на нефть), «корреляция остатков», «гетероскедас-тичность» и т.д.
Чтобы выделить «чистый» эффект влияния реального обменного курса на динамику промышленного производства, мы воспользуемся новейшей эконометрической методологией — коинтеграци-онным анализом. Он подразумевает два этапа построения модели: вначале строится так называемая долгосрочная коинтеграция, позволяющая объяснить устойчивые тенденции в динамике исследуемого показателя, а затем — «модель коррекции остатков», описывающая динамику исследуемого показателя с учетом как долгосрочных тенденций, так и краткосрочных факторов.
Полученная коинтеграционная зависимость по квартальным данным за период 1995(1)—2005(4) имеет следующий вид (в скобках — г-статистика Стьюдента для коэффициента):
«Загадочное снижение темпов промышленного роста»
69
Ив 1 2006
log(lnd) = 3,392 + 0,140 log(woil)-0,107 log {rmon) +0,103 /og(/nv(-4))+0,099s2001p2,
(12,87) (3,17) (-2,04) (1,93) (2,65)
где:
Ind — базисный индекс физического объема производства в промышленности; wo// — контрактная экспортная цена на российскую нефть;
гтоп — дефлированный (на базисный индекс потребительских цен) индекс тарифов на электроэнергию для конечных потребителей; Inv — индекс инвестиций в основной капитал;
s2001p2 — дамми-переменная, отражающая долгосрочный эффект изменений налоговой политики во втором квартале 2001 г.
Статистические показатели качества этой зависимости: /?2 = 0,67; DW= 1,62. Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности.
Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности индекса промышленного производства по фактору экспортных цен на нефть составляет +0,14; по фактору дефлированных тарифов на электроэнергию: -0,107; по фактору реальных инвестиций в основной капитал: +0,103; по фактору налоговой политики: +0,1.
Влияние фактора реального обменного курса на динамику промышленного производства в России является, бесспорно, значимым. Этот фактор не был включен в долгосрочную коинтеграцию по простой причине: динамика реального обменного курса формируется в значительной степени под влиянием экспортных цен на нефть и приходится исключить его во избежание эффекта мультиколли-неарности.
Вместе с тем укрепление рубля в реальном выражении оказывает весьма ощутимый макроэкономический эффект: снижение темпов промышленного производства в 2005 г. вдвое по сравнению 5 с 2004 г. Чтобы эконометрически точно рассчитать этот эффект, необходимо расширить построенную § коинтеграционную зависимость до модели коррекции регрессионных остатков. Эта модель, построен-
§ ная для показателя темпов роста промышленного производства, имеет вид (в скобках — г-статистики Стьюдента):
| Dlogilnd) = 0,058 + 0,261 Dlog(lnd( -1)) - 0,178 Rlog(lnd{-1)) + 0,126 Dlog(er(-1)) - 0,119Seas -
jl (2,85) (2,09) (-2,48) (2,43) (-3,02)
I
g {-6,04) (2,34)
-0,149 Seas(-1)+0,059 Seas{- 3),
где:
¡S D ■— оператор взятия последовательных разностей прологарифмированного динамического ряда, т.е. фактически перехода к темпу изменения соответствующего показателя; R — обозначение ряда регрессионных остатков; м ег — реальный обменный курс доллара; g Seas — сезонная дамми-переменная.
■!| Показатели качества этой модели: R2 = 0,92, критерий Бройша-Годфри на автокорреляцию остатков
высокого порядкам/? 1-3F (3,33) = 1,82 — подтверждают ее приемлемое качество. | Проведенный эконометрический анализ позволяет сделать следующие выводы: ; • долгосрочная эластичность базового индекса физического объема промышленного производст-S ва по фактору экспортных цен на нефть составляет 0,14;
^ • чистый эффект влияния реального обменного курса на темпы промышленного производства,
| измеренный показателем краткосрочной эластичности по данному фактору, составляет 0,26. Отсюда
следует, что укрепление рубля в реальном выражении на 1 % приводит к снижению темпов промыш-Й ленного производства (в реальном выражении) на 0,12%. Аналогичные результаты получены при ис-
70
Нв1 2006
пользовании реального эффективного обменного курса рубля в спецификации модели вместо реального обменного курса доллара (эластичность по фактору реального эффективного обменного курса рубля составляет величину порядка -0,1).
Это означает, что рост мировых и экспортных цен на российскую нефть, приводящий вследствие «голландской болезни» к укреплению рубля в реальном выражении, вовсе не является очевидным и безусловным благом для российской экономики: снижение темпов производства, ухудшение структуры экономики — эти неприятные последствия со временем перекрывают все положительные эффекты роста цен на нефть.
Аналогичные расчеты были проведены для других важнейших макропоказателей: реального ВВП, индексов физического объема производства в добывающей и обрабатывающей промышленности, сельском хозяйстве и строительстве; индекса оборота розничной торговли, реальных доходов населения. Полученные результаты включают расчет эластичности темпов изменения этих показателей по фактору реального обменного курса («чистый эффект», т.е. очищенный от влияния мировыхи экспортных цен на природные ресурсы). Результаты приведены в следующей таблице.
1
(ti u¡
Показатель
Период оценивания
Таблица 1
Эластичность по реальному обменному курсу рубля
^.'-ягие:*! ***
ИФО
Промышленность (fnd) 1997 0)-2005 (4) ШШШШШШШШИШ
Добывлощие отрасли (Indext) 1997 (1) -2005 (4) -0,102
Обрабатывающие отрасли (Indpr. t 1997 (1)—2005, (4) г-0.143 .. -".v. . ; <:
Сельское хозяйство (Agro) 1997 (1)—2005 (4) -0,121
Индекс оборота розничной торговли (Retail) 1997 (D-2005 (4)
Подчеркнем, что в табл. 1 представлен «чистый» эффект влияния реального обменного курса на макроэкономические показатели, свободный от влияния фактора экспортных цен на российскую нефть. В этом состоит основное отличие наших оценок от других известных работ по анализу влияния реального обменного курса на макроэкономическую динамику (см., например: А. Вдовиченко, О. Дын-никова, В. Субботин. О влиянии реального обменного курса на различные секторы российской экономики. Экономическая экспертная группа. 2003).
Результаты, приведенные в табл. 1, хорошо согласуются с экономической теорией: укрепление рубля в реальном выражении влечет за собой ухудшение конкурентоспособности российских товаров на внутреннем и внешнем рынке и, как следствие, снижение реальных объемов выпуска в промышленности и сельском хозяйстве. Вместе с тем влияние фактора укрепления рубля в реальном выражении на индекс оборота розничной торговли оказывается положительным. Этот результат также находит свое объяснение в теоретических моделях российской экономики. Дело в том, что рост реального обменного курса рубля приводит к снижению социального неравенства по доходам и росту реальных доходов и потребительских расходов основных доходных групп российского населения. В итоге получаем положительную зависимость индекса оборота розничной торговли от фактора реального обменного курса рубля.
Отсюда становится вполне понятно, почему чистый эффект влияния реального обменного курса на динамику реального ВВП (-0,043) выражен гораздо слабее по сравнению с влиянием на индекс промышленного производства (-0,126). Дело в том, что положительный эффект от укрепления рубля для сектора торговли (включая розничную торговлю) во многом компенсирует негативный эффект от
71
Na 1 2006 ^
укрепления рубля для промышленности. В результате реальный ВВП оказывается практически нейтральным к чистому эффекту укрепления рубля в реальном выражении.
«Опережающий рост импорта»
За 2005 г. стоимостной объем импорта (в долларах США) вырос на 28,9% (в 2004 г. — на 27,5%). Это еще одно следствие укрепления рубля: эластичность объема импорта по реальному обменному курсу составляет величину порядка 1,2-1,3. Это означает, что укрепление рубля в реальном выражении на 1 % приводит к росту стоимостного объема импорта на 1,2%. Возникает «порочный» круг: рост мировых цен на российскую нефть и газ — укрепление национальной валюты — опережающий рост импорта — стагнация российского производства, ориентированного на внутренний рынок — замедление темпов промышленного производства и темпов экономического роста. С другой стороны, снижение мировых цен на российскую нефт;- напрямую ведет к экономическому спаду в существующей структуре экономики.
«Высокие темпы инфляции»
Высокая инфляция остается весьма актуальной макроэкономической проблемой в России. При этом в околонаучной экономической публицистике можно прочитать немало поверхностных спекуляций и мифов о влиянии разных экзотических факторов на динамику инфляции. Детальный эконо-метрический анализ чаще всего опре ■, еет эти мифы. Далее будут рассмотрены эконометрические модели для показателей инфляции "'р еоительском рынке и в промышленности.
Введем следующие обозначения-piel — темп изменения цен на электрс?: "гр-мю для конечных потребителей (р/е/=.%-> iO'J pi— темп инфляции на потребитель"-"" •, рынке (р/= CP//100-1); ppi— темп инфляции в промышленной ;рр/ = РР//100-1); eps — темп изменения курса доллара {eps = E/E НИ); ти — темп изменения денежной массы (ти = М2/М2 НН).
Базовая спецификация эконометрической зависимости для показателя темпа инфляции на потребительском рынке имеет следующий ьиу
pi - f{pi (-1), eps, piel, mu, Seas).
В этой зависимости фактор pi (-1) характеризует влияние инфляционных ожиданий, фактор piel — влияние динамики тарифов на электроэнергию, фактор eps — влияние динамики обменного курса (доллара), фактор ти — влияние динамики денежной массы (агрегат М2) на динамику инфляции на потребительском рынке, Seas — влияние сезонных факторов.
Вместе с тем в настоящее время ЦБ России проводит политику регулирования обменного курса, поэтому денежная масса не является независимой переменной и ее следует исключить (для периода 1995-2005 гг.) из спецификации модели для показателя темпа инфляции.
Отметим, что все переменные, входящие в данную спецификацию эконометрической модели для показателя темпа инфляции, согласно тесту Дики-Фуллера, имеют порядок стационарности / (0). Поэтому для построения модели можно использовать обычный МНК.
Регрессионная модель для показателя темпа инфляции, построенная по квартальным данным за период 1995(2)-2005(4), имеет следующий вид:
pi=0,004 + 0,3587р/(-1) + 0,1961 piel+0,2670 eps + 0,0214 Seas (-3).
Коэффициенты в полученной регрессионной зависимости являются показателями эластичности темпа инфляции по соответствующим факторам. Следует отметить высокую положительную эластичность темпа инфляции по фактору номинального обменного курса доллара (0,27) и тарифам на электроэнергию для конечных потребителей (0,20). Статистические характеристики этой зависимости приведены ниже.
Не 1 2006
Моделирование показателя р/ методом наименьших квадратов. Выборка данных: 1995 (2)-2005 (4)
ni uj
«2 = 0,953 F (4, 38)= 196,19 [0,0000] е = 0,0180441 ;
RSS=0,012 для 5 переменных и 43 наблюдений;
AR 1-4F (4, 34) = 2,1953 [0,0904];
ARCH 4 F (4, 30) = 0,40998 [0,8000];
Normality Chi2 (2) = 6,1724 [0,0457] х Xi2 F{7, 30) = 1,062 [0,4112];
XixXjFd 3,24) = 1,662 [0,1361];
fíf'StTT (1, 37) = 0,71003 [0,4048].
Все статистические тесты (AR — автокорреляция остатков, ARCH тест, Normality нормальность остатков, Х/2 — гетероскедастичность, RESET-тест) подтвердили приемлемое качество полученной зависимости.
Полученные результаты позволяют дать сравнительно простое объяснение загадочному скачку инфляции, обычно происходящему в январе-феврале каждого года и вызывающему повышенное беспокойство российских властей. Дело в том, что в начале каждого года традиционно резко повышаются оптовые цены на газ и тарифы на электроэнергию. Эти ценовые скачки сразу сказываются на индексе потребительских цен: согласно приведенной выше модели, эластичность инфляции по тарифам на электроэнергию составляет довольно значительную величину (0,2).
Темп инфляции в промышленности
Базовая спецификация эконометрической зависимости для показателя темпа инфляции в промышленности (производство промышленных товаров) имеет следующий вид:
ppi=f(ppi (-1), eps, piel, pioilp).
В этой зависимости фактор ppi (-1) характеризует влияние инфляционных ожиданий, фактор piel — влияние динамики тарифов на электроэнергию, фактор eps — влияние динамики обменного курса (доллара), фактор pioilp — влияние динамики цен на бензин.
Регрессионная зависимость для темпа инфляции в промышленности имеет вид:
ppi=0,013 + 0,377ppi (-1) +0,161 piel+0,037 eps + 0,108pioilp.
В этой зависимости фактор ppi (-1) характеризует влияние инфляционных ожиданий, фактор piel — влияние динамики тарифов на электроэнергию, фактор eps — влияние динамики обменного курса (доллара), фактор pioilp — влияние динамики внутренних цен на бензин на динамику инфляции в промышленности. Коэффициенты в полученной регрессионной зависимости являются показателями эластичности темпа инфляции по соответствующим факторам.
73
Ns 1 2006
Моделирование показателя ppi методом наименьших квадратов. Выборка данных: 1995 (2)-2005 (4)
Constant
eps
piel
pioilp
PPU
0,013511
0,037248
0,16071
0,10858
0,37758
0,0056660
0,017568
0,075832
0,026142
0,076434
f-статистика
2,385
2,120
2,119
4,154
4,940
f-вероятность
0,0222
0,0406
0,0407
0,0002
0,0000
0,1302
0,1058
0,1057
0,3123
0,3911
<0 §
I
U 0> 3-
I
в
I
s.
I i
/?2 = 0,835554 Р (4, 38) = 48,27 [0,0000] е = 0,0275184;
АН 1 -4Р (4, 34) = 0,87592 [0,4885];
ЯББ = 0,02877603395 для 5 переменных и 43 наблюдений.
Таким образом, эластичность показателей инфляции на потребительском рынке и в производстве промышленных товаров по фактору тарифов на электроэнергию для конечных потребителей составляет 0,20 и 0,16 соответственно.
В этой небольшой статье мы рассмотрели три основные проблемы, которые могут повлиять на среднесрочные перспективы российской экономики: проблему снижения темпов роста в реальном секторе экономики, проблему высокой инфляции и проблему экспансии импорта на потребительский и инвестиционный рынки. Еще одной весьма актуальной проблемой, с которой столкнется российская экономика в среднесрочной перспективе, является ухудшение торгового и платежного баланса. Загрузка производственных мощностей в нефтяной и газовой отрасли быстро приближается к технологическому максимуму, и поэтому не приходится рассчитывать на расширение физических объемов российского экспорта, а в условиях стабилизации и снижения мировых и экспортных цен на нефть и газ — и на рост стоимостных объемов экспорта. С другой стороны, резкий рост физических и стоимостных объемов импорта неизбежен в условиях реального укрепления рубля. Это означает, что сальдо торгового и платежного баланса начнет резко сокращаться с 2007-2008 г., что вызовет новый виток укрепления реального курса рубля. Нетрудно понять, что в этих условиях у правительства не остается альтернативы использованию средств стабилизационного фонда для решения возникающих проблем в бюджетной сфере.
На наш взгляд, эти проблемы являются системными и требуют для своего решения радикально иных подходов в экономической политике, включающих диверсификацию экономики, повышение глубины переработки экспортируемых продуктов, развитие отраслей высоких технологий и экономики знаний.
74 /
