CC BY
46
Зарубежный опыт
методологический анализ формирования показателей базовой инфляции
и.в. шевчук,
преподаватель экономического факультета
м.п. чернев,
кандидат экономических наук, профессор, декан экономического факультета
Гуманитарный институт
Одним из наиболее актуальных направлений методологического обеспечения реализации денежно-кредитной политики в странах — проводниках режима инфляционного таргетирования стали разработка и внедрение новых показателей базовой инфляции. Совершенствование индекса базовой инфляции наиболее наглядно можно наблюдать на примере последних достижений Банка Норвегии. Ввиду тесной связи внешнеэкономических условий России с ситуацией, сложившейся в Норвегии, а также ориентацией Банка России на поддержание целевого уровня инфляции в настоящей статье представлен краткий обзор методов оценки базовой инфляции, а также перспективы построения показателя базовой инфляции с использованием структурной модели фундаментальной группы.
Режимы денежно-кредитной политики и проблема оценки показателя инфляции. Последнее десятилетие ХХ в. положило начало периоду структурного и институционального перелома в эволюции национальных режимов денежно-кредитной политики, в результате которого в большинстве развитых и некоторых развивающихся странах значительно усилилась роль инфляционных показателей при формулировке ее цели и выборе ключевых инструментов регулирования.
Несмотря на достижение к началу XX столетия единой позиции по вопросу формулировки целей денежно-кредитной политики и общее заключение о центральной роли поддержания приемлемых темпов повышения уровня цен, проблема формирования целевого показателя инфляции не нашла окончательного и общепризнанного решения до сих пор. На протяжении уже более 25 лет предпринимаются многочисленные попытки разработать индекс цен,
не только совместимый с режимом инфляционного таргетирования (такая постановка возникла только в начале 1990-х гг.), но и позволяющий использовать его в качестве индикативного показателя любого другого режима денежно-кредитной политики.
Проблема формирования показателя инфляции, отражающего максимально полно и точно инфляционные результаты деятельности монетарных властей по управлению денежной сферой, получившего наименование «базовой инфляции», сводится к отсутствию единого понимания развития инфляционного процесса и роли центрального банка в нем. Отсутствие общепринятого определения базовой инфляции привело в возникновению целой совокупности методов ее оценки, поэтому в настоящее время показатель базовой инфляции характеризуется через метод его определения. В этой связи выбор соответствующего условиям и целям денежно-кредитной политики показателя базовой инфляции оказывается обусловлен характеристиками и спецификой метода его оценки.
Краткий обзор и классификация методов построения показателя базовой инфляции. Первые попытки корректировки традиционного показателя инфляции стали предприниматься достаточно давно, однако современная методологическая база оценки базовой инфляции сформировалась относительно недавно и в целом находилась под сильным воздействием изменений режимов денежно-кредитной политики, эволюционировавших в направлении повышения роли инфляции как основной цели монетарного регулирования. Стремление центральных банков модифицировать стандартный показатель инфляции первоначально было направлено на исключение цен отдельных
Таблица 1
Подходы и методы оценки базовой инфляции
Группа АГРЕГИРОВАННЫЕ ЭЛЕМЕНТНЫЕ
Техническая SMA (Espasa-Cancelo, 1993; Alvarez-Matea, 1997) ESS (Watson 1986, Stock-Watson 1988, Gomez-Maravall, 1998) CBC (Donkers-Jensen-Lehtinen-Murphy-Stolpe-Turvey, 1983; Roger, 1994; Ravnkilde Erichsen-van Riet, 1995) EFE (Roger, 1994; Ravnkilde Erichsen-van Riet, 1995) LIE (Bryan-Pike, 1991; Bryan-Cecchetti, 1994, 1996; Cecchetti, 1997; Bryan-Cecchetti-Wiggins, 1997) NZC (Clements-Izan, 1981) NEI (Dow, 1994; Diewert, 1995; Wynne, 1997) DWI (Lafleche, 1997; Deutsche Bundesbank, 2000) DFI (Bryan-Cecchetti, 1993; Cecchetti, 1997)
Фундаментая CIC (Quah-Vahey, 1995; Alvarez-Sebastian, 1995; Blix, 1995; Dias-Pinheiro, 1995; Jacquinot, 1998; Gartner-Wehinger, 1998) PIC (Alvarez-Sebastian, 1995; Claus, 1997) MIC (Roberts, 1993; Fisher-Fackler-Orden, 1995) IVM (Fase-Folkertsma, 1996)
товаров и услуг из расчета индекса потребительских цен исходя из соображений их административного регулирования, и соответственно, неподконтрольной центральному банку природы их изменений, чрезмерно волатильной динамики, свойственной для цен групп товаров, имеющих выраженный сезонный производственный цикл. В последующем совокупность подходов и методов оценки базовой инфляции расширилась настолько, что возникла необходимость формулировки отдельного определения базовой инфляции для каждого из них.
К настоящему времени описание методов построения показателя базовой инфляции требует проведения их классификации, поскольку различия наблюдаются не только в используемой технологии расчета, но и в дефиниционных характеристиках оцениваемого показателя. Так, наряду с широкоизвестным термином «базовая инфляция» (underlying inflation), в методологии ее оценки получили распространение также понятия «центральной инфляции» (core inflation), «устойчивой инфляции» (permanent inflation), «обобщенной инфляции (generalized inflation) и др. В этой связи в одной из работ автор совместно с отечественными экономистами предложил двукритериальную классификацию1, в которой первым критерием выступает структура исходных данных, необходимых для расчета индекса инфляции, а вторым — особенность технологии оценки.
Если показатель базовой инфляции строится на основе рядов цен отдельных товаров или товарных групп, то такой показатель будет отнесен нами к классу элементных оценок, в противном случае,
1 Корищенко К., Гамбаров Г., Шевчук И. Развитие подходов к построению индекса базовой инфляции для оценки внешней стоимости денег // Финансы и кредит. 2006. № 16.
при использовании лишь индекса потребительских цен и его корректировке на краткосрочные и регулярные флуктуации, соответствующие методы будут объединены нами в класс агрегированных подходов. В части разграничения методов определения базовой инфляции по технологии оценки можно говорить о наличии двух групп, первая из которых — техническая — предполагает применение исключительно ценовых рядов товаров или товарных групп, в том числе индекса потребительских цен, а вторая — фундаментальная — задействует также ряды других макроэкономических показателей и накладывает требования определенной связи между ними. Вся совокупность методов в разбивке на выделенные группы представлена в табл. 1.
Элементные методы формирования показателя базовой инфляции и их недостатки. Одним из исторически первых разработанных и наиболее широко распро-странных ныне подходов является класс технических элементных методов оценки базовой инфляции (TEA), основанных на эксплицитном выделении ценовых элементов, подверженных воздействию денежно-кредитной политики. Эта группа в наибольшей степени соответствует цели деятельности центрального банка и позволяет проводить оценку ее достижимости с минимальным уровнем методологического усложнения и, соответственно, общественного неприятия. По этой причине в классификации Апель—Джансон2 совокупность технических элементных методов оценки базовой инфляции была названа «взглядом центрального банка» (the central-bank view) и охарактеризована как наиболее практически ориентированная методология.
2 Apel M., Jansson P. A parametric approach for estimating core inflation and interpreting the inflation process // Sveriges Riksbank, S-103 37 Stockholm, Sweden, 1999.
Использование группы TEA при оценке базовой инфляции направлено на исключение или, по меньшей мере, сокращение воздействия на инфляционный показатель эффектов, которые не являются следствием действий или неподконтрольны центральному банку. Помимо этого, методы TEA ориентированы на «очищение» индекса инфляции от процентных элементов, размер которых непосредственным образом зависит от проводимой денежно-кредитной политики: в периоды монетарного ужесточения рост процентных ставок, инициируемый центральным банком, автоматически приводит к росту процентной составляющей индекса цен, что может указывать на ускорение инфляции и необходимость усиления рестриктивных мер.
Исходной информацией для группы TEA служат отдельные составляющие индекса потребительских цен, которые отбираются для формирования показателя базовой инфляции либо на регулярной, либо на нерегулярной основе.
Метод поэлементной корректировки СВС направлен на идентификацию отдельных, как правило, скачкообразных, изменений цен товаров или товарных групп, которые имеют немонетарную природу и не выступают следствием проводимых центральным банком операций. Наиболее часто в качестве такого типа коррекции индекса потребительских цен выступает элиминирование эффекта изменения ставок косвенных налогов, условий международной торговли и других ценовых параметров. Метод поэлементного отбора является наиболее информационно затратным, поскольку требует наличия полной информации о причинах, времени и степени происходящих изменений. Наибольшая сложность в реализации этого подхода возникает при возникновении так называемых «вторичных» эффектов (feed-through effects), когда исключенное ценовое изменение влечет за собой ценовые корректировки по другим товарным группам, выделить которые зачастую бывает невозможно. Во многих случаях наблюдаемые эффекты первого уровня (first-round effects) не только транслируются в ценовые флуктуации по другим компонентам инфляционного показателя, но и приводят к смещению инфляционных ожиданий, что меняет долгосрочную траекторию ожидаемой инфляции и влияет на возможности достижения ее таргетируемого уровня.
Метод поэлементного отбора EFE идейно близок к предыдущему, однако, в отличие от него, предполагает исключение отдельных элементов индекса цен, а не корректировку величины их
ценовых изменений. При этом процедура отбора отдельных составляющих индекса производится на постоянной основе и не подлежит периодическому пересмотру. По этой причине, если метод поэлементной корректировки представляет собой дискреционное (несистематическое) «очищение» индекса потребительских цен (discretionary adjustment), то метод поэлементного отбора — это корректировка, основанная на определенном «правиле» (rule-based adjustment).
Данное правило в общем случае использования EFE сводится к исключению из расчета базовой инфляции цен товаров, подверженных краткосрочным, как правило, сезонным, флуктуациям. К категории таких товаров в большинстве стран относят пищевую продукцию, а также энергетические товары, что и определило название метода — «excludingfood and energy approach» (табл. 2).
Несмотря на то, что метод поэлементного отбора признается ныне одним из самых транспа-рентных в методологии оценки базовой инфляции, он имеет несколько концептуальных недостатков. Прежде всего, следует признать, что идентифицировать компоненты индекса потребительских цен, подверженных чрезмерным колебаниям, далеко не всегда представляется возможным. Более того, исключенные составляющие индекса могут в отдельные периоды времени и при определенных обстоятельствах нести достоверную информацию о динамике базовой инфляции, а потому оказывать воздействие на уровень инфляционных ожиданий и, как следствие, на долгосрочную траекторию инфляции. В этих условиях более корректным было бы предполагать, что идиосинкратическая волатиль-ность, свойственная ценам отдельных категорий товаров, непостоянна и меняет своего носителя. Цены, которые были подвержены максимальным колебаниям в определенный период времени, могут не быть таковыми в другой период времени. Задача отразить эту гипотезу и сгладить последствия ее реализации решается в рамках метода LIE.
Метод оценки с ограниченным воздействием LIE исходит из допущения, что распределение приростов цен отдельных компонент индекса инфляции является лептокуртическим, а составляющие хвостов распределения меняются во времени. В описанных условиях взвешенное среднее как числовая характеристика случайного распределения цен товаров не соответствует эффективной оценке уровня инфляции. Более того, в 1999 г., сопоставляя волатильность заглавной и базовой инфляции, рассчитанной по методу EFE, Сичетти обнаружил,
Таблица 2
Применение методов СВС и EFE в разных странах
Страна Показатель базовой инфляции
Австралия ИПЦ без включения ипотечных процентных платежей, регулируемых цен, цен на ряд пищевых товаров и цен с выраженной сезонной составляющей
Бельгия ИПЦ без включения цен на картофель, фрукты и овощи
Великобритания ИОЦ без включения ипотечных процентных платежей
Греция ИПЦ без включения цен на пищевые и энергетические товары
Израиль ИПЦ без включения цен на фрукты и овощи, регулируемых цен и цен на коммунальные услуги
Испания ИПЦ без включения ипотечных процентных платежей
Нидерланды ИПЦ без включения цен на фрукты и овощи, цен на энергетические товары
Новая Зеландия ИПЦ без включения цен на сырьевые товары, регулируемых цен и процентных платежей
Португалия 10 %-ое усеченное среднее, рассчитанное по ИПЦ
Россия ИПЦ без включения цен на плодоовощную продукцию, регулируемых цен и цен с выраженной сезонной составляющей
Сингапур ИПЦ без включения цен на транспортные и коммунальные услуги
Филиппины Статистический тренд
Финляндия ИПЦ без включения арендных платежей, косвенных налогов и государственных субсидий
Франция ИПЦ без включения цен на пищевые и энергетические товары, регулируемых цен и налоговых изменений
Швеция ИПЦ без включения ипотечных процентных платежей, косвенных налогов и государственных субсидий
США ИПЦ без включения цен на пищевые и энергетические товары
Япония ИПЦ без включения цен на свежие фрукты
Источник'. Figueiredo F. Evaluating core inflation measures for Brazil // Banko Central Do Brasil, Working Paper Series, № 14, 2001, p. 8, а также Ravnkilde Erichsen S., van Riet A.«The role of underlying inflation in the framework for monetary policy in the EU countries» // European Monetary Institute, № 23495, 1995.
что переход к базовому показателю на самом деле не снижает волатильности ИПЦ3.
В работе Брайна — Пайка4 1991 г. в качестве общего подхода повышения устойчивости (снижения волатильности) индекса инфляции было предложено исключать из расчета компоненты с повышенной волатильностью, однако в отличие от метода EFE производить это не на основе априорных соображений, а апостериорно, посредством анализа фактического ценового распределения. В своем исследовании Брайн — Пайк использовали взвешенную медиану, расчет которой предполагает выбор прироста цен, накопленный вес которого в индексе соответствует половине совокупного накопленного веса. Дисперсия взвешенной медианы оказывается значительно ниже дисперсии среднего значения, особенно в случаях, когда распределение является смещенным, при этом смещение цен отдельных товаров происходит на временной основе.
В 1994 г. Брайн — Сичетти5 сформулировали теоретическое обоснование метода LIE, используя
модель ценообразования в условиях шоков совокупного предложения Болла — Мэнкью6. Фактически, авторы объяснили происхождение завышенных хвостов распределения наличием ненулевых издержек ценовых корректировок у производителей, известных в экономической теории как «издержки меню». Дискретизация откликов на макроэкономическую ценовую динамику на уровне локальных рынков искажает распределение цен товаров, поэтому расчет взвешенного среднего становится сопряженным с систематическим смещением и повышенной нестабильностью.
Брайн — Сичетти расширели класс оценок с ограниченным воздействием и предложили вместо взвешенной медианы оценивать усеченное среднее (trimmed mean), в расчет которого входят компоненты индекса, не попавшие в хвосты распределения выше установленного порогового значения. Взвешенное а — усеченное среднее определяется следующим образом:
1
" (1)
1 - 2
3 Cecchetti S. Measuring short-run inflation for central bankers // Federal Reserve Bank of St. Louis Review, № 79, 1997, pp. 143 - 155.
4 Bryan M, Pike C. Median price changes: an alternative approach to measuring current monetary inflation // Federal Reserve Bank of Cleveland Economic Commentary, December 1, 1991.
5 Bryan M, Cecchetti S. Measuring core inflation // in Mankiw
G.«Monetary policy», Chicago: The University of Chicago Press,
1994, pp. 195 - 215.
a 100
■E wixi
_ iela
где ха — а-усеченное среднее, а — размер усечения, — вес /-го компонента в индексе, х1 — прирост цены /-го компонента в индексе.
6 Ball L., Mankiw N. Relative price changes as aggregate supply shocks // Quarterly Journal of Economics, № 110, 1995, pp. 161 — 193.
Таблица 3
Применение метода LIE в разных странах
страна Размер усечения
Англия (Bank of England) 15 % усеченное среднее, взвешенная медиана
Швеция (Sveriges Riksbank) 15 % усеченное среднее, взвешенная медиана
Испания (Banco de Espana) 5 % усеченное среднее, взвешенная медиана
Италия (Banca d'Italia) 20 % усеченное среднее
США (Bryan-Cecchetti, 1993; Cecchetti, 1997) 25 % усеченное среднее, взвешенная медиана
Новая Зеландия (Mayes-Chaple, 1995; Roger, 1995) 10 % усеченное среднее, взвешенная медиана
Япония (Shiratsuka, 1997) 15 % усеченное среднее
Россия (Цыплаков, 2004) 42 % усеченное среднее, 32 % с корректировкой на сезонность
Из выражения (1) наглядно видно, что показатель базовой инфляции в виде усеченного среднего включает в себя два частных случая: при а = 0 базовая инфляция совпадает с заглавной, при а = 50 оценка усеченного среднего соответствует взвешенной медиане.
Расчеты показателя инфляции в виде усеченного среднего и его сопоставление с взвешенной медианой, проведенные в исследовании Брайна—Сичетти — Виггинса7, показали, что в большинстве случаев оптимальной размер усечения не превышает 15 — 20 %, а в отдельные периоды времени взвешенная средняя обеспечивает вполне приемлемое приближение к эффективному показателю инфляции (табл. 3).
Попытка нахождения максимально устойчивого показателя инфляции, отражающего долгосрочные изменения ценовых характеристик потребляемых товаров, может осуществляться не только в рамках микроэкономической теории стоимости жизни при сохранении отражения в индексе структуры потребительской корзины, но и на основе макроэкономической концепции монетарной инфляции, отражающей общий тренд в ценовой динамике отдельных товаров. Согласно основным положениям этой концепции, изменение цены любого товара представимо в виде:
п= п + П, (2)
где п;. — изменение логарифма цены i-го товара или товарной группы, п — темп базовой инфляции, п;- — относительное изменение цены ¿-го товара или товарной группы.
В соответствии с выражением (2) изменение цены любого товара раскладывается на две составляющие: изменение общего уровня цен, единое для цен всех товаров, и относительное изменение цены ¿-го товара, выступающее остаточным компонентом общего изменения. Единый компонент признается базовой инфляцией, а идиосинкрати-
7 Bryan M., Cecchetti S., Wiggins ^.«Efficient inflation estimation» // National Bureau of Economic Research, Working Paper № 6183, 1997.
ческий компонент — ценовыми флуктуациями, характерными для рынков отдельных благ. В итоге, как показано в работе Винна8, базовая инфляция принимает вид:
п = (V V ) V 'п -(V V ) V П , (3) где П — вектор изменения цен отдельных товаров и услуг, п — вектор темпов инфляции с равными компонентами, п — вектор относительных изменений цен, а V — вектор, компоненты которого равны единице
Из полученного результата следует, что темп базовой инфляции определяется наблюдаемой динамикой цен товаров и услуг и ненаблюдаемой динамикой их относительных цен. Наложение дополнительных условий на структуру относительных изменений цен всех товаров позволяет получить наилучшую оценку п в классе линейных несмещенных оценок.
Е (V П )= 0; (4)
Е (пп ')=О2 -I (5)
где Е (•) — оператор математического ожидания, ст2 — дисперсия шоков стоимости валют.
В частности, ограничивая совокупность возможных распределений вектора п многомерным нормальным с характеристиками вида (4) и (5), можно показать, что искомый показатель базовой инфляции представим в виде9:
п = (у 'V 'п . (6)
Индекс цен вида (6) представляет собой среднюю арифметическую и был впервые предложен Джевонсом в 1865 г. 10. Согласно подходу Джевон-са определение инфляции требует рассмотрения ценовой динамики как можно большего числа товаров, цены которых необходимо учитывать в
8 Wynne M. Core inflation: a review of some conceptual issues // European Central Bank, DG Research, 1999, p. 14-16.
9 Diewert W. On the stochastic approach to index numbers // University of British Columbia, Department of Economics, Discussion Paper № 95/31, 1995.
10 levons W. Variations in prices and the value of currency since 1762 // Journal of the Royal Statistical Society, № 28, pp. 294-325.
ем LIE Брайн — Сичетти — Виггинс рассматривали 36-месячную центрированную скользящую среднюю, которая, по их мнению, является надежной оценкой устойчивых ценовых колебаний, формирующих искомый показатель базовой инфляции.
Метод выделения сигнала ESS рассматривает устойчивость базовой инфляции на более обоснованной статистической базе, поскольку исходит из положения о возможности моделирования базового и остаточного компонента общей инфляции аналогично подходу DFI, однако с использованием лишь информации о динамике основной инфляции. Концептуальной основой метода выделения сигнала служит утверждение о структурных свойствах ряда основной (заглавной) инфляции, который имеет устойчивую и временную составляющие. Устойчивая компонента, формируемая в долгосрочном периоде, отвечает за уровень базовой инфляции. Временная компонента возникает на горизонте, не превышающем одного года, и может включать в явном виде сезонную и случайную части, как это реализовано, например, в модели Гомеза — Маравала23, а может быть описана на основе отдельной авторегрессионной модели. В частности, вслед за Морли24 модель базовой инфляции может быть составлена следующим образом:
— —p —T
nt = nt + п ;
—p —p
nt = п t-1 + ut ;
= Й1 • + И-2 • nt-2 + et. —p
(7)
где п , — основная инфляция, п ( — устойчивая составляющая основной инфляции (базовая инфляция), — временная составляющая основной инфляции (транзитная инфляция), и1, е 1 — ошибки модели.
В такой спецификации базовая инфляция, описываемая устойчивым компонентом п р, подчиняется нестационарному процессу случайного блуждания, тогда как временная компонента кр характеризуется авторегрессионным процессом второго порядка. Коинтеграция рядов основной и базовой инфляции с вектором (1, — 1) позволяет представить модель (7) в спецификации ЕСМ:
Ал, = (-1 + + Ц2)-(п-1 -пД)- ^2 - Ап,-1 + ^2 - Ап+ и, + е; А< = и.. (8)
где Ах( — первая разность переменной х
23 Gomez, V, MaravallA. Seasonal adjustment and signal extraction in economic time series // Banco de Espana, Servicio de Estudios, Documento de Trabajo, № 9809, 1998.
24 Morley J, Nelson C, Zivot E. Why are the Beveridge-Nelson and Unobserved-Component Decompositions of GDP so different? // Review of Economics and Statistics, № 85, 2003, pp. 235 — 43.
По построению в данной модели базовая инфляция представляет собой экзогенную случайную величину, которая совместно с шоками транзитной инфляции, общее воздействие которых в долгосрочном периоде равно нулю, образует основную инфляцию, являющуюся также нестационарным случайным процессом. Введенные допущения о характере динамики латентных переменных п р и nj могут оказаться не вполне соответствующими свойствам фактической динамики инфляции, что, как и для метода DFI, представляет собой главное «узкое» место и основание для скептического отношения к данному методу.
Преимущества использования «агрегированных» методов фундаментальной группы. Группа фундаментальных «агрегированных» методов оценки базовой инфляции (FAA) пытается повысить степень объективности идентификации базовой инфляции посредством перехода от ее определения на основе статистических критериев (долгосрочный тренд) к определению, основанному на фундаментальных макроэкономических соотношениях. Одной из пионерных концепций базовой инфляции, которая включает в рассмотрение реальные макроэкономические показатели, является концепция Экш-тейна25, предложенная в 1981 г. В соответствии с этой концепцией, базовой инфляцией признается инфляция, которая имеет место на долгосрочной равновесной траектории роста экономики в условиях отсутствия шоков и при нейтральном состоянии внутреннего спроса. Именно в такой трактовке понятие базовой инфляции представлено в учебной литературе по макроэкономической теории26 и, как отмечает Паркин27, выступает ныне наиболее распространенным вариантом описания ожидаемой инфляции в рамках моделирования расширенной кривой Филлипса.
Метод оценки центральной инфляции CIC основан на концепции «центральной инфляции» (core inflation) Кана — Вахи28, ставшей в настоящее время отправной точкой большинства фундаментальных агрегированных моделей базовой инфляции. В своей работе Кан — Вахи отталкиваются от неоклассического представления о формировании
25 Eckstein O. Core inflation // Prentice-Hall, Engelwood Cliffs, N. J., 1981.
26 Burda M, Wyplosz C. Macroeconomics — a european text // Oxford University Press, 1993; Romer D.«Advanced macroeconomics // McGraw-Hill, 1996.
27 Parkin M. On core inflation by Otto Eckstein — a review essay // Journal of Monetary Economics, № 14, p. 251 — 264.
28 Quah D., Vahey S. Measuring core inflation // Economic Jour-
nal, № 105, p. 1130 - 1144.
инфляционных процессов, в соответствии с которым долгосрочное состояние экономической системы характеризуется свойством нейтральности денег и вертикальной трансформацией кривой Филлипса.
Авторы выдвигают требование о необходимости построения многомерной структурной модели связи инфляции и выпуска в целях выделения составляющей общей инфляции, не связанной с уровнем реального производства. Эконометри-ческое требование структурной модели векторной авторегрессии, используемой исследователями, заключается в идентификации инфляционных шоков, не оказывающих влияния на долгосрочный уровень реального выпуска, независимо от их природы. Отсюда следует, что в отличие от концепции базовой инфляции Экштейна, не только шоки предложения, но и шоки спроса, не имеющие долгосрочного воздействия на выпуск, формируют центральную инфляцию. По этой причине в литературе по оценке базовой инфляции термин «инфляция спроса» часто используется как синоним понятия «центральная инфляция».
Для построения показателя центральной инфляции Кан — Вахи предлагают оценивать двумерную векторную авторегрессию, в которой взаимонезависимые ошибки, отвечающие за системные шоки, делятся на две категории: центральные шоки (core shocks) и нецентральные шоки (non-core shocks). Центральные шоки, будучи выпуск — нейтральными, формируют показатель центральной инфляции, являющийся составной частью основной инфляции. Нецентральные шоки могут оказывать воздействие как на изменение объемов реального производства, так и на уровень основной инфляции. Идентификация структурных шоков производится на основе методологии Бланшара — Кана29. При этом динамика входящих в модель переменных рассматривается на основе первых разностей, поэтому сделать заключение об уровне центральной инфляции в рамках данного подхода не представляется возможным. Спецификация модели векторной авторегрессии в форме Кана — Вахи имеет вид:
Zt=Z DлJ ;
J=0
(9)
Zt =
(Ay ^
Ап t y
DJ =
( d
11j
■t21J
22 J
Л J =
(u ^
Vu2 :
V 2j У
где Z— матрица первых разностей выпуска и инфляции,— матрица коэффициентов реакции выпуска и инфляции на шоки с лагом у, Л . — шоки с лагом у, Ау — изменение уровня реального производства, Ал ( — изменение уровня основной инфляции; и1 ^ — центральный шок с лагом у, и2 . — нецентральный шок с лагом у, dllj— коэффициенты реакции выпуска и инфляции на центральные шоки с лагом у, ¿12. ^22. — коэффициенты реакции выпуска и инфляции на нецентральные шоки с лагом /
Единственным ограничением, налагаемым на коэффициенты реакции выпуска и инфляции на системные шоки, является условие нейтральности динамики уровня производства на центральные шоки:
= 0. (10) В соответствии с исходным определением базовой инфляции, ее формальное представление в рассматриваемой модели приобретает вид:
Ап С =Z d2
J=0
21JU1J
(11)
Метод оценки центральной инфляции Кана — Вахи стал активно использоваться в исследованиях базовой инфляции и получил дальнейшее развитие в работах Альвареза — Себастьяна30, Бликса31, Жа-куино32, Гартнера — Вехингера33 и др. В частности, Бликс отказался от рассмотрения искомых переменных в первых разностях и расширил классическую версию модели, включив в нее денежный агрегат в качестве третьей компоненты векторной системы.
Несмотря на достаточно значительное развитие метода оценки центральной инфляции, проблема соответствия сформулированных допущений реально происходящим процессам в экономике остается до сих пор нерешенной. Идентификация центральной инфляции усложняется в нестабильной системе с непрерывно меняющейся институциональной структурой, в которой само выделение потенциального объема производства представляет
29 Blanchard O., Quah D. he dynamic effects of aggregate demand and supply disturbances // American Economic Review, № 79, 1989, p. 655 - 673.
30 Alvarez, L, Sebastian M. La inflación latente en Espana: una perspectiva macroeconomica // Banco de Espana, Servicio de Estudios, Documento de trabajo 9521, 1995.
31 Blix M. Underlying inflation: a common trends approach // Sveriges Riksbank Arbetsrapport, № 23, 1995.
32 Jacquinot P. L'inflation sous-jacente a partir d'une approche structurelle des VAR: une application a la France, l'Allemagne et au Royaume-Uni // Banque de France Notes D'Etudes et De Recherche NER, № 51, 1998.
33 Gartner C, Wehinger G. Core inflation in selected european union countries // Oesterreichische Nationalbank, 1998.
собой не вполне приемлемый способ описания ее долгосрочного равновесного состояния. В частности, для таких экономик затруднительно обоснованно апеллировать к неоклассической концепции кривой Филлипса, а неустойчивый характер инфляционных ожиданий может иметь особое значение и указывать на необходимость перехода к другим методам оценки базовой инфляции фундаментальной группы.
Метод оценки устойчивой инфляции PIC получил развитие в работах Альвареза — Себастьяна34 и Клоса35, которые исходили из иной концепции базовой инфляции. Авторы ввели понятие «устойчивой инфляции» (permanent inflation), которая представляет собой составляющую основной инфляции, формируемую структурными шоками, оказывающими долгосрочное воздействие на уровень основной инфляции. По аналогии с методом оценки центральной инфляции данный подход разделяет все структурные шоки, происходящие в системе, на две группы: устойчивые шоки (permanent shocks) и временные шоки (non-permanent shocks). Устойчивая компонента основной инфляции складывается благодаря действию устойчивых шоков, а неустойчивые шоки, не имеющие долгосрочного воздействия на уровень общей инфляции, отвечают только за транзитную компоненту.
Единственным идентификационным условием, налагаемым на эконометрическую систему оценки устойчивой инфляции, является ограничение вида:
v'd22j = 0, (12)
где d22j — коэффициент реакции инфляции на неустойчивые шоки с лагом j.
Тогда оценка устойчивой инфляции приобретает вид:
Л< =Z d21jU1j , (13)
где d21j. — коэффициент реакции инфляции на устойчивые шоки с лагом j; и j — устойчивый шок с лагом j.
Отличительной особенностью метода устойчивой инфляции можно считать вспомогательный характер второй моделируемой переменной — реального выпуска, поскольку как устойчивые, так и неустойчивые шоки могут оказывать на него влияние. Однако, как подчеркивается в работе
34 Alvarez L, Sebastian M.«La inflación latente en España: una perspectiva macroeconomica» // Banco de Espana, Servicio de Estudios, Documento de trabajo 9521, 1995.
35 Claus I. «A measure of underlying inflation in the United States»
// Bank of Canada, Working Paper № 97 - 20, 1997.
Альвареза — Матеа36, степень воздействия устойчивых шоков на уровень реального производства оказывается в большинстве случаев существенно ниже степени реакции выпуска на неустойчивые шоки (табл. 4).
Таблица 4
схема идентификации центральной и устойчивой инфляции
инфляция нейтральные шоки канал трансмиссии
Центральная Долгосрочный выпуск Нецентральные шоки
Устойчивая Долгосрочная инфляция Неустойчивые шоки
В этом отношении есть основания полагать, что результаты применения методов оценки центральной и устойчивой инфляции являются в большой мере схожими, и это подтверждается на данных большинства развитых стран.
Применение изложенных выше фундаментальных методов оценки предполагает наличие общего представления о структуре и функционировании национального механизма денежной трансмиссии, определяющего правомерность введения предусматриваемых ими ограничений. В определенном смысле можно даже говорить об эндогенности оцениваемого показателя базовой инфляции, поскольку возможность разграничения центральных и устойчивых структурных шоков находится в большой зависимости от преобладающих каналов проникновения денежных импульсов в систему. В то же время сопоставление траектории изменений центральной и устойчивой инфляции позволяет сделать заключение о природе происходящих в экономике структурных шоков, а также об основных характеристиках механизма денежной трансмиссии.
Наблюдаемая в большинстве развитых стран схожесть динамики центральной и устойчивой инфляции свидетельствует о том, что основными факторами инфляционных процессов являются монетарные шоки, не имеющие значимого эффекта воздействия на реальный уровень производства. Именно это дало основание ряду исследователей проводить оценку базовой инфляции на основе номинальных шоков, связанных с динамикой денежных агрегатов.
Метод оценки монетарной инфляции MIC расширяет группу входящих в оцениваемую векторную авторегрессионную систему переменных и добавляет показатели денежного обращения, такие как денежные агрегаты и скорость оборота. Как и ранее упоминавшийся Бликс, Фишер — Факлер —
36 Alvarez, L., Matea M. «Underlying inflation measures in Spain» // Banco de Espana, Research Department, 1997.
Орден37 и Робертс38 на данных Новой Зеландии и США, оценивают показатель базовой инфляции как составляющую индекса потребительских цен, формируемую монетарными структурными шоками. Последнее предопределило название соответствующего показателя — базовая инфляция в их работах обозначена как «монетарная инфляция» (monetary inflation), которая формально отличается от центральной и устойчивой инфляции. Тем не менее, принимая во внимание результаты сравнительных эмпирических исследований, сопоставляющих траектории изменений центральной и устойчивой инфляции, следует отметить, что монетарная природа центральных и устойчивых шоков делает показатель монетарной инфляции малоотличимым от своих аналогов.
Опыт Банка Норвегии в использовании и совершенствовании показателей базовой инфляции. Внимание к разработке и развитию показателей базовой инфляции уделяется многими центральными банками. Один из наиболее консервативных последователей режима инфляционного таргетирования — Банк Англии, размещает специальную вставку в собственных инфляционных отчетах, посвященную методологии оценки показателей базовой инфляции39. Тем не менее наиболее интересным и близким к отечественной экономике представляется опыт Банка Норвегии, столкнувшегося с аналогичной проблемой чрезмерного укрепления торгового баланса и избыточной ликвидности финансовой системы.
На протяжении многих лет Норвегия пребывает в состоянии внешнего положительного шока, когда дополнительные доходы от экспорта создают угрозу наступления такого экономического заболевания, как «голландская болезнь». Прогресси-рование этой болезни в последние годы связано преимущественно с процессами глобализации и либерализации мировой торговли, породившими тот фундаментальный блок проблем, с которым борются в настоящее время не только страны — экспортеры сырьевых товаров, но и страны, не являющиеся таковыми. За последние 15 — 20 лет произошла коренная перестройка мирового хозяйства, рост межстрановых потоков товаров, услуг
37 Fisher L, Fackler P., Orden D. Long-run identifying restrictions for an error-correction model of New Zealand money, prices and output // Journal of International Money and Finance, № 14, p. 127 - 147.
38 Roberts J. «The sources ofbusiness cycles: a monetarist interpretation» // International Economic Review, № 34, p. 923 - 934.
39 Measures of core inflation // Bank of England, Inflation Report of February 2006.
и капиталов значительно опередил рост мирового валового производства.
Процессы глобализации и либерализации торговли резко увеличили экспозицию каждой страны к внешним шокам, причем для одних стран такие шоки оказались положительными, для других — отрицательными. Характер нынешних шоков, наиболее актуальных для экономики Норвегии, связаны, прежде всего, с динамикой цен сырьевых товаров, значительно укрепляющей условия торговли и норму накопления этой страны. В подобных условиях у денежных властей возникает выбор: контролировать курс валюты посредством интервенционной политики, либо не допускать его чрезмерного укрепления за счет изъятия избыточных доходов в специальный фонд. В 1990 г. Норвегия избрала второй путь и придерживается выбранного курса до сих пор. В то же время накопление средств в нефтяном фонде при гибком курсообразовании сопровождается определенной процедурой использования этих средств, что ставит задачу выполнения экономической политикой стабилизационной функции.
Стабилизационная политика и инфляционное таргетирование. Борьба с «голландской болезнью», активизировавшаяся в Норвегии в течение последних пяти лет, выдвинула на первый план формулировку правил экономической политики, при которых действия денежных властей становятся обязательными к исполнению и как следствие предсказуемыми для субъектов экономики. В 2001 г. Норвегия ввела два таких правила — бюджетное и денежное, последнее из которых сделало достижение цели по уровню инфляции в качестве руководящего правила денежно-кредитной политики.
При этом следует обратить особое внимание на то, что достижение цели по уровню инфляции в Норвегии отличается от схожего режима в Великобритании. Режим инфляционного таргетирова-ния в Норвегии является гибким, т. е. допускает возможность ориентации Банка Норвегии на другие целевые показатели. Такими целевыми показателями выступают уровень производства и занятости, потребность в корректировке которых может возникнуть в силу специфики сложившейся ситуации в бюджетной сфере.
Таким образом, режим гибкого инфляционного таргетирования прокладывает связующий мост между краткосрочной задачей по стабилизации реального производства и долгосрочной задачей по поддержанию низкого уровня инфляции. Стратегически действуя в направлении достижения
инфляционной цели, Банк Норвегии тактически обеспечивает стабильное функционирование экономики и базу для ее устойчивого развития.
По мнению Швейна Гедрема — Управляющего Банка Норвегии, озвученному в одном из его последних докладов40, без достижения инфляционной цели реализовать стабилизационные задачи не представляется возможным. Инфляционное тар-гетирование — это создание номинального якоря в экономической системе. Он дает возможность относительным ценам выполнять необходимые информационные функции, а рынку — соответствующие аллокационные. Как только происходит исчезновение номинального якоря, инфляционные риски подвергают экономическую систему дополнительным издержкам и внутренним шокам, при которых денежно-кредитная политика становится неэффективной.
Показатель базовой инфляции CPI — ATE и его информационная мощность. Реализация режима гибкого инфляционного таргетирования в условиях внешних ценовых шоков осложнена повышенной зависимостью значений индекса потребительской инфляции от динамики цен сырьевых товаров. Непредсказуемость ценовых колебаний в сочетании с их неопределенным воздействием на уровень потребительской инфляции делает необходимым переход к мониторингу и анализу показателей базовой инфляции, очищенных от временных и не контролируемых центральном банком эффектов флуктуации цен на отдельные категории товаров и услуг.
Согласно первому инфляционному отчету Банка Норвегии за 2006 г. 41 в настоящее время в Норвегии рассчитываются четыре показателя базовой инфляции, отличие между которыми состоит в методике их расчета. Традиционный показатель базовой инфляции CPI—ATE предполагает оценку индекса потребительских цен без учета изменений налогов и цен на энергоносители. Несмотря на общепризнанность этого инструмента в качестве индикатора базовой динамики ИПЦ, он имеет несколько недостатков, заложивших основу для разработки и внедрения новых показателей базовой инфляции. Во-первых, постоянное исключение цен на отдельные категории товаров и услуг таит
40 «Trade-offs in monetary policy» // Address by Svein Gedrem, Governor of Norges Bank (Central Bank of Norway) at the Centre for Monetary Economics/Norwegian School of Management, Oslo, 6 June, 2006 in «Central Bank Speeches», Bank for International Settlements, http://www. bis. org.
41 «Inflation Report with monetary policy assessments» // Norges Bank, March 1, 2006.
угрозу потери части важной информации. Этот недостаток является общим для всего семейства показателей базовой инфляции CBC — EFE.
Во-вторых, из описанной проблемы вытекает такое негативное свойство показателя базовой инфляции CPI—ATE, как асимметричность. Дело в том, что наряду с устойчиво повышающимися ценами на энергоносители Норвегия в настоящее время сталкивается с дополнительным фактором укрепления условий торговли — низкими ценами на импортируемую продукцию. Цены на импортируемые Норвегией товары падают с каждым годом, что, безусловно, положительно сказывается на потребителях норвежской экономики. Наиболее наглядно это можно увидеть, анализируя динамику цен на импортируемую одежду. С 1995 г. цены на импортируемую одежду снижались в среднем на 6 % в год, что обеспечило дополнительный импульс укреплению торгового баланса.
Однако одновременно с положительным воздействием на торговый баланс, цены импортируемых благ находят отражение в индексе базовой инфляции CPI—ATE, поскольку в отличие от цен на энергоносители, цены на импортную продукцию не подлежат исключению из расчета этого показателя. Таким образом, показатель CPI — ATE асимметричен в отношении состава: он включает продукцию с устойчиво падающими ценами и исключает компоненты потребительской корзины с устойчиво растущими ценами. Как следствие значения индекса оказываются заниженными и не вполне информативными для центрального банка.
Новые показатели базовой инфляции Банка Норвегии. По вышеизложенным причинам Банк Норвегии инициировал работу по разработке новых показателей базовой инфляции. Ими стали два показателя, рассчитываемые с использованием методологии LIE. Первый показатель — это взвешенная медиана, оценка которой проводится по 146 субгруппам индекса потребительских цен. Второй показатель основан на расчете усеченного среднего значения темпов роста цен с элиминированием 20 % совокупной базы оценки. Как уже утверждалось, к недостаткам подобных показателей относится техническое исключение отдельных категорий товаров и услуг, информация о динамике цен которых может оказаться важной при оценке инфляции.
В 2005 г. Банк Норвегии разработал дополнительный показатель базовой инфляции, который, однако, до сих пор не представлен в его инфля-
ционных отчетах42. Данный показатель является аналогом индекса внешней стоимости денег43, поскольку веса отдельных составляющих определяются на основе волатильности их цен. Этот показатель рассчитывается на базе исторической волатильности 96 субиндексов. Его главным достоинством и преимуществом перед всеми вышеназванными индексами является поддержание постоянного состава и отсутствие необходимости в исключении отдельных компонент из расчета. Каждый из 96 субиндексов участвует в оценке базовой инфляции, однако их значимость для итогового значения инфляции изменяется в зависимости от уровня их исторической волатильности.
В итоге, как следует из приведенного анализа, наличие внешних положительных шоков и избыточная ликвидность финансовой системы в условиях реализации инфляционных целей центральным банком выступают дополнительным аргументом в пользу необходимости разработки, использования и совершенствования показателей базовой инфляции. В настоящее время Банк Норвегии активно использует показатели базовой инфляции технической группы и постоянно улучшает их информационную мощность.
Оценка возможности применения показателей базовой инфляции фундаментальной группы в России. Экономические условия реализации денежно-кредитной политики в России создают необходимость в последовательной процедуре структурирования ценовых шоков и выделения «инфляционного ядра» на содержательной, а не технической базе. Наличие большого числа факторов инфляционного процесса немонетарной природы, а также активная деятельность Банка России на валютном рынке, создающая перманентные дополнительные инъекции денежной массы в экономику, указывают на целесообразность развития подходов к оценке базовой инфляции фундаментальной группы. Это позволит не только выявить течение инфляционного процесса в России, но и представлять его структуру и характер взаимосвязи с реальным сектором экономики.
Возможности идентификации денежных шо-ков разного уровня в рамках модели Кан — Вахи
42 Trade-offs in monetary policy // Address by Svein Gedrem, Governor of Norges Bank (Central Bank of Norway) at the Centre for Monetary Economics/Norwegian School of Management, Oslo, 6 June, 2006 in «Central Bank Speeches», Bank for International Settlements, http://www. bis. org.
43 Корищенко К., Гамбаров Г., Шевчук И. Развитие подходов к построению индекса базовой инфляции для оценки внешней стоимости денег // Финансы и кредит. 2006. № 16.
осложнена ввиду небольшого числа наблюдений и неустойчивости оценок параметров векторной авторегрессионной модели, поэтому оценим потенциальные возможности применения модели Кан — Вахи на основе изучения взаимосвязи трех переменных: денежной массы, инфляции и реального выпуска.
В качестве показателя реального выпуска используем месячный индекс ВВП, который рассчитывался авторами на базе квартальных данных с помощью техники восстановления значений функций. Использование квартальных данных для всех переменных векторной авторегрессионной модели, широко практикуемое в зарубежных странах, оказалось в России затруднительным ввиду короткого интервала наблюдений и нестабильного характера рассматриваемых зависимостей. Последнее следует хотя бы из того, что в последние годы ввиду благоприятной внешнеэкономической конъюнктуры произошли изменения как на внутреннем финансовом рынке, так и в денежно-кредитной политике Банка России, поэтому исключить необходимость достижения большого числа степеней свободы в формируемой модели было бы заведомо ошибочно.
В соответствии с полученными результатами (см. рисунок), процесс проникновения денежных импульсов в экономику распадается на две последовательные стадии: на первой стадии, которая продолжается от 1 до 9 мес, монетарный шок затрагивает преимущественно реальные переменные объема выпускаемой продукции. Ввиду существования определенных лагов в корректировке ценовых параметров, незамедлительной реакцией на возросший объем денежной массы (и как следствие — совокупного спроса) является повышение объема реального производства. Степень такой чувствительности достигает максимума уже в первые несколько месяцев, по истечении которых начинает набирать силу инфляционный шок, чрезвычайно быстро абсорбирующий произошедший реальный импульс. Уровень реакции выпуска на монетарное воздействие постепенно сходит к нулю, а инфляционный шок, напротив, возрастает, достигая пикового значения через 12 мес. после денежного импульса (график не приводится). В итоге, как следует из анализа импульсных функций, реакция цен на деньги носит более глубокий и продолжительный характер, а отклик реального выпуска на монетарный шок, однократно возникнув, затухает и полностью нейтрализуется по истечении года с момента «возмущения».
Деньги ^ Выпуск
Инфляция ^ Выпуск
1.0-,
0.5-
0.0-
-0.5 -
-1.0
ТТ" 10
"ТП" 15
"ТП" 20
"Т" 25
"тр" 30
"Т" 35
"тр" 40
"ТГ" 45
1.0 -,
0.5 -
0.0 -
-0.5 -
-1.0
Т1" 10
"ГР" 15
Т1" 20
"Л-1" 25
~Т~т 30
35
Т1" 40
~Т~т 45
Реащмре&пьного выпуска на денежные и ценовые шоки
В то же время последующий анализ результатов векторного моделирования показал,что динамика реального выпуска и инфляции в России в рамках рассматриваемой базовоймодели формируется более сложным образом и включает значимый эндогенный эффект.
Протекаемая в российской экономике в течение послекризисных лет инфляция не является выпуск-нейтральной, т. е. рост цен, по крайней мере, в краткосрочном периоде, негативно влияет на уровень реального производства. В этом смысле нынешнююинфляцию следует расценивать как высокую и учитывать, что помимо непосредственных издержек, обусловлен ных снижениемпо кугатель-ной денег,она наносит ущерб
мике посредством сдавливания экономической активностии уменьшения объемов выпуска.
В то же время применительно к формированию показателя базовой инфляции фундаменталь-нойгруппы этосвидетельствуето присутствиив экономике России и доминировании в динамике показателя основнойинфляции нецен'фад ьных шоков, влияющих на краткосрочные изменения реального производства. Следовательно, элиминирование данных шоков позволит выделить компонент инфляции, относящийся к базовому показателю в рамках модели Канн-Вахи. Предварительные результаты построения такого показателя инфляции оказались положительными, поэтому развитие показателей базовой инфляции фундаментальной группы может выступить предметом будущих исследований.
По итогам проведенного методологического анализа можно сделать следующие выводы:
экономические условия современной России и намерение денежных властей усилить управление инфляционными процессами в стране формируют потребностьвразвитииметодоло-гии оценки базовой инфляции. Такая необходимость наиболее наглядно отражена в действиях Банка Норвегии, который, столкнувшисьс положительным внешним шоком и избыточной ликвидностаюфинансовой системы, 15 условиях реализации инфляционного таргетирования уделяет особое внимание развитию методоло-гииоценки бгвовой инфляции; использование элементных методов оценки инфляцииограниченопопричине отклонения в распределении исходныхценовых данных от нормального. При этом техническая (статистическая)основа решшзации методов данной группы делает такое отклонение критическим и приводатк искаженным результатам; формирование покгшателя базовой ]инфляции посредством применения методов фундамен-тальнойгруппы имеет очевидноепр тво перед альтернативными подходами, так как при этом учитывается специфика инфляционного процесса и его взаимозависимость с реальным сектором экономики; инфляция в российской экономике не является выпуск-нейтральной, поэтому оценку базовой инфляции в России целесообразно проводить «агрегированными» методами фундаментальной группы. Это позволит не только выявить течение инфляционного процесса в России, но и представлять его структуру и характер взаимосвязи с реальным сектором экономики.
