CC BY
137
МОДЕЛИ ЗАВИСИМОСТИ ТЕМПОВ ИНФЛЯЦИИ ОТ ОБЪЕМА ДЕНЕЖНОЙ МАССЫ: РЕГРЕССИОННЫЙ АНАЛИЗ НЕЛИНЕЙНОЙ ДИНАМИКИ
Н.П. Горидько, Р.М. Нижегородцев
В статье рассматривается влияние изменения объема денежной массы на инфляционные процессы. На основе регрессионного анализа опровергается гипотеза о сжатии денежной массы как универсальном инструменте стабилизации денежного обращения. Выполнено эконометрическое моделирование связи между темпом инфляции и объемом денежного агрегата М2 для современной экономики Украины, отображающее ее нелинейный характер. Показан механизм выявления оптимального объема денежной массы, позволяющего минимизировать темп инфляции.
Ключевые слова: инфляция, объем денежной массы, нелинейная динамика, эконометрическое моделирование.
В классической экономической теории давно известен и считается аксиомой тот факт, что избыток денежной массы в макросистеме провоцирует инфляцию. На этом основаны, в частности, рекомендации международных финансовых организаций по стабилизации финансовых систем некоторых стран, направленные на максимально возможное сжатие объема денежной массы. Однако эти рекомендации, являющиеся одним из краеугольных камней так называемого вашингтонского консенсуса, представляют собой грубый логический промах.
Из того, что избыток денежной массы провоцирует инфляцию (допустим, что это
© Горидько Н.П., Нижегородцев Р.М., 2013 г.
действительно так), еще не следует вывод, что сжатие денежной массы позволит обуздать инфляционные процессы (Нижегородцев, 2006, 2007). Если открытие кингстонов на корабле приводит к его погружению под воду, то отсюда не следует, что закрытие кингстонов обеспечит его всплывание на поверхность. Для того чтобы поднять корабль после затопления, необходимы иные алгоритмы, иная логика действий. Примерно то же самое можно сказать и о механизмах управления инфляцией. В сложных динамических системах всегда имеет место факт гистерезиса: система движется «туда» по одной траектории, под воздействием одних сил, а «обратно» - по совершенно другой, и ей помогают в этом другие силы.
К тому же многие страны на своем опыте убедились в том, что сжатие денежной массы в некоторых случаях способно даже подхлестнуть инфляцию (Глазьев, 2009; Горвдько, 2011; Дзюба, Нижегородцев, 2010; Кризис..., 2010). Когда деньги оказываются в дефиците, они дорожают, взлетает коммерческая ставка процента. А поскольку заемные денежные средства выступают необходимым фактором почти любого производственного процесса, то увеличение процентной ставки означает рост издержек и, следовательно, провоцирует рост цен во всей макросистеме.
Таким образом, сжимая денежную массу, правительство тем самым под лозунгом борьбы с инфляцией способствует развертыванию инфляционных процессов. Этот механизм хорошо известен, в частности, в России, где в середине 1990-х гг. сжатие объемов денежной массы привело к так называемому кризису неплатежей, искусственно вызванному действиями правительства, нарастившего внутренний государственный долг. Кроме того, сжатие объемов денежной массы приводит к тому, что каналы денежного обращения заполняются финансовыми суррогатами взамен полноценных, ликвидных денег. Следовательно, предпринимаемые правительством меры, направленные на сжатие денежной массы, не приводят к существенному умень-
шению объемов этой массы, но одновременно в значительной степени ухудшают ее качество (Глазьев, 2006; Нижегородцев, 2007).
При этом эмиссию и обращение финансовых неликвидов правительство не способно эффективно контролировать, к тому же наличие «плохих» денег в обращении опасно тем, что при их поступлении частные агенты могут не платить налоги, поэтому бюджеты всех уровней недосчитываются доходов. Это же касается и бартерных сделок, объем которых в периоды удорожания денег резко возрастает. Естественно, что чем дороже деньги, тем больше желания преодолеть их дефицит испытывают частные агенты, вносящие посильный вклад в разбухание денежной массы посредством эмиссии различных видов финансовых суррогатов.
Прибавим к этому тот факт, что удорожание денег в экономике означает взлет коммерческой ставки процента, которая отрывается от ставки рефинансирования, перестающей выполнять стандартную регулирующую роль. Тем самым один из важнейших рычагов воздействия на монетарную систему выпадает из рук правительства.
Таким образом, широко рекламируемое экспертами МВФ сжатие объемов денежной массы как инструмент стабилизации денежного обращения разве что по иронии может быть названо обретением контроля над монетарной системой страны. На самом деле, как мы видим, следование этим рекомендациям приводит к тому, что механизмы денежного обращения в значительной мере выходят из-под контроля правительства.
Во время кризиса 2008-2009 гг. многие развитые страны испытали на себе дефицит ликвидности: нехватка денег в обороте способна парализовать процессы денежного обращения столь же просто, как и их избыток. Механизм этого процесса, когда недостаток денежной массы «разогревает» инфляцию, в общих чертах понятен, но во всех без исключения странах он недостаточно исследован, в том числе в количественном аспекте (Порфирьев, 2010; Фетисов, 2009).
Во всяком случае с точки зрения современных теоретических подходов не подлежит сомнению тот факт, что избыток и нехватка денежной массы одинаково опасны для стабильности денежного обращения (Глазьев, 2012; Мировой экономический кризис..., 2009): они в равной степени препятствуют эффективному управлению инфляционными процессами. Иначе говоря, стабилизация денежных рынков требует, чтобы объем денежной массы был не слишком мал, но и одновременно не слишком велик, поскольку и в том, и в другом случае неизбежно нарастает инфляция. Темп инфляции должен быть минимален при некотором среднем, умеренном количестве денег в обращении.
Таким образом, связь между темпами инфляции и объемом денежной массы является нелинейной. Представления о нелинейном характере взаимосвязей в современных экономических системах наконец начинают распространяться и на монетарную сферу, которая до недавнего времени была в известной мере изолирована от исследований в области нелинейной динамики.
Этот факт означает, что моделирование связи между темпами инфляции и объемом денежной массы в реальных макросистемах должно предполагать наличие нелинейного тренда; и простейшими кривыми, которые могли бы быть испробованы на эту роль, являются кривые второго порядка.
Мы решаем эту задачу на примере современной экономики Украины, проводя регрессионный анализ связи между динамическими рядами переменных, характеризующих темпы инфляции и объем денежной массы.
Заметим, что исследователи данного вопроса, анализировавшие экономическую динамику Украины, еще в 1990-е гг. безапелляционно придерживались точки зрения, согласно которой связь между объемом денежной массы и темпами инфляции является прямой (Тиркало, Адамик, 1999). Однако затем более здравая точка зрения, акцентирующая внимание на немонетарных источниках инфляции, начала постепенно преобладать
(Шевчук, 2001), а более поздние исследования Р. Пионтковского (Рюйкс^ку, 2002), Н. Легейды ^еИеуёа, 2004) и Б. Лисоволика ^88С>уоНк, 2003) вовсе не обнаружили значимой линейной связи между объемом денежной массы и темпами инфляции.
В эти же 2000-е гг. усиливаются голоса экономистов кейнсианского направления. В частности, Роберт Даймэнд использует теоретические построения кейнсианской школы (в том числе концепцию «финансовой хрупкости» Хаймана Мински) для опровержения линейных зависимостей, содержащихся в формуле Ирвинга Фишера ^тапё, 2004).
Статистические исследования монетарной сферы ряда стран (например, России), проведенные в те же годы, обнаруживают факт недомонетизации экономики, а их авторы призывают увеличивать объем денежной массы с целью противодействия инфляции. Среди них отметим высокопрофессиональное и сбалансированное по своим теоретическим предпосылкам исследование, проведенное по заказу Центрального банка РФ (Гамза, 2012).
Для определения возможного влияния объема денежной массы на инфляционные процессы нами использованы данные Государственной службы статистики Украины и Национального банка Украины (Государственная служба статистики Украины, 2012; Национальный банк Украины, 2012). При этом в качестве индикатора инфляции использован дефлятор ВВП, а объем денежной массы представлен значением агрегата М2 (табл. 1).
Мы построили график зависимости дефлятора ВВП за 2000-2010 гг. от логарифма объема денежной массы (рис. 1). Как видим, предположение о прямой линейной связи двух показателей не подтверждается эмпирическими данными, во всяком случае в макросистеме Украины за исследуемый период. Проведенный ранее факторный анализ инфляционных процессов в современной экономике Украины также не подтверждает этой гипотезы (Горидько, 2011а, 2011б).
Поскольку график, изображенный на рис. 1, лучше всего аппроксимировать с по-
мощью полиномов высоких степеней, а число наблюдений не позволяет получить адекватную модель такого рода, мы попробуем вначале, отбросив годы, соответствующие кризисной динамике, построить полиномиальный тренд четвертой степени.
Аппроксимируя наблюдения за 20002008 гг., получим трендовую функцию в виде:
Рп = 45,745 - 36,702-1п М2п + + 11,162-(1п М2п)2 - 1,491-(1п М2п)3 + + 0,074-(1п М2п)4. (1)
Таблица 1
Данные об уровне инфляции и объеме денежной массы в Украине за 2000-2010 гг.
Год Дефлятор ВВП Денежный агрегат М2, млрд грн.
п Рп М2п
2000 1,231 31,544
2001 1,099 45,186
2002 1,051 64,321
2003 1,080 94,855
2004 1,154 125,483
2005 1,245 193,145
2006 1,148 259,413
2007 1,227 391,273
2008 1,286 512,527
2009 1,137 484,772
2010 1,150 596,841
1.000
г 3.5 4 4,5 5 5,5 6 <5,5 7 III М1,
Рис. 1. Зависимость темпов инфляции от логарифма объема денежной массы, 2000-2010 гг.
Модель является значимой и адекватно описывает исходные данные: R2 = 0,866, F = 6,486 при Fкр = 6,388 для уровня значимости 5%, доверие к коэффициентам регрессии не ниже 87% (табл. 2).
Исключение тех или иных членов из рассматриваемой модели приводит к ухудшению ее качественных характеристик.
На самом деле полученный тренд, изображенный пунктирной линией на рис. 2, демонстрирует, что в исследуемом периоде инфляция снижалась при увеличении объема денежной массы до определенного уровня, после чего «разбухание» денежной массы должно было способствовать развертыванию инфляционных процессов.
Исходя из модели (1), мы можем определить уровень денежной массы, при котором инфляция будет минимальной: 1п М2п = 4,038. Потенцируя это значение, получаем М2Я = 56,713 (млрд грн.), при котором темп инфляции равен 1,054%. Если сравнить полученный результат с эмпирическими данными, мы увидим, что он находится в пределах наблюдаемых значений и попадает во временной интервал, соответ-
ствующий 2002 г. До 2002 г. темп инфляции снижался при увеличении объема денежной массы, пока последний не достиг 56,713 млрд грн., затем инфляция стала расти.
Еще один вариант аппроксимации наблюдаемого ряда заключается в построении линейно-гармонического или логарифмиче-ско-гармонического тренда. Дальнейшие исследования подтвердили тот факт, что весь ряд наблюдаемых значений, включая и кризисные
1,300
1,250 1,200 О? М50 1,100 1.050 1.000
3 3.5 4 4,5 5 5,5 6 6,5
1п М2„
Рис. 2. Тренд зависимости инфляции от логарифма объема денежной массы за 2000-2008 гг.
Таблица 2
Статистические характеристики модели инфляции (1) в зависимости от логарифма денежной массы в Украине за период 2000-2008 гг.
Регрессионная статистика
R-квадрат
Стандартная ошибка Наблюдения
0,8664225 0,0424983 9
Дисперсионный анализ
4Г SS MS Значимость Р
Регрессия 4 0,046859593 0,0117149 6,48629 0,048762
Остаток 4 0,007224407 0,0018061
Итого 8 0,054084
Коэффициенты Стандартная ошибка ^-статистика Р-Значение
Р-пересечение 45,745126 19,57943108 2,3363869 0,079693
1п М2И -36,70158 16,82339614 -2,1815799 0,094577
(1п М2И)2 11,16178 5,346244483 2,0877796 0,105094
(1п М2И)3 -1,490826 0,745055755 -2,0009584 0,11599
(1п М2И)4 0,0739847 0,038440076 1,9246758 0,126588
годы, хорошо аппроксимируется функцией указанного типа.
По данным исследуемого периода мы получили адекватную функцию в виде:
Р = 3,038 - 0,375-1п М2п + + 0,53-ео8 (1п М2п - 0,32). (2)
Она адекватна: Я2 = 0,998, F = 1103,711 при Fкр = 4,533, коэффициенты регрессии значимы на уровне значимости 5%, за исключением коэффициента при логарифмическом члене, доверие к которому несколько ниже (табл. 3). График, аппроксимирующий эту функцию, представлен на рис. 3.
Также, используя наблюдаемые ряды динамических переменных с 2000 по 2010 г., мы построили следующую модель:
Рп = 1,156 + 0,0713-ео8 (2-1п М2п + 0,903). (3)
Судя по характеристикам, приведенным в табл. 4, функция адекватна: Я2 = 0,998, F = 1368,401 при Fкр = 4,347, все коэффициенты регрессии значимы на уровне 5%. Тренд для данной модели изображен на рис. 4.
Обратим внимание на тот факт, что при «больших» значениях объема денежной мас-
сы связь между этим объемом и темпом инфляции является обратной. Этот факт хорошо согласуется с выводами, к которым пришли авторы данной статьи в ходе предшествующего анализа монетарной сферы в экономике Украины: с 2007 г. здесь наблюдается дефицит ликвидности, и дальнейшее возрастание объема денежной массы способствует некото-
Модель: РП=Ь0 - Ъ,*1п М2п + Ъ2*соз(1п М2п + Ь3) Рп = 3,038 - 0,375*1п М2П + 0,53*соз(1п М2П - 0,32)
Рис. 3. Тренд функции (2) за 2000-2010 гг.
Таблица 3
Статистические характеристики модели инфляции (2) в зависимости от денежной массы в Украине за период 2000-2010 гг.
Регрессионная статистика
Я-квадрат 0,998417
Стандартная ошибка 0,05523
Наблюдения 11
Дисперсионный анализ
SS MS F Значимость F
Регрессия 4 14,94471 3,736177 1103,711 7,1-Е-10
Остаток 7 0,022370 0,003385
Итого 11 14,96840
Коэффициенты Стандартная ошибка ^-статистика Р-значение
В0 3,038432 0,796007 3,81709 0,006567
в, -0,37479 0,161046 -2,32721 0,052831
в2 0,529634 0,210920 2,51107 0,040334
В3 -0,31985 0,111126 -2,87831 0,023709
Таблица 4
Статистические характеристики модели инфляции (3) в зависимости от денежной массы в Украине за период 2000-2010 гг.
Регрессионная статистика
R-квадрат
Стандартная ошибка Наблюдения
0,998055 0,05523 11
Дисперсионный анализ
4Г SS MS Р Значимость Р
Регрессия 3 14,93929 4,979763 1368,401 3,5-Е-11
Остаток 8 0,029110 0,003639
Итого 11 14,96840
Коэффициенты Стандартная ошибка ^-статистика Р-значение
В0 1,155826 0,018772 61,57228 5,4-Е-12
В1 0,071300 0,026950 2,64561 0,029456
в2 0,902575 0,366620 2,6188 0,039203
Модель: Рп = Ъ + Ъ^мв (2*^ М2П + Ь,) Рп = 1,156 + 0,071*со8 (2*1п М2п + 0,903)
М2„
Рис. 4. Тренд функции (3) за 2000-2010 гг.
рому замедлению инфляционных процессов (Горидько, 2011а, 2011б, 2011в).
На самом деле график, представленный на рис. 1, является, по нашему мнению, не чем иным, как детерминированным во времени смещением некой кривой как минимум второго порядка (например, параболы), которая отображает квадратичную зависимость между инфляцией и объемом денежной массы, вдоль некоторой долгосрочной огибающей (рис. 5), которая, как можно предполо-
жить, является гармонической функцией. При этом на определенном среднесрочном отрезке времени, которому соответствует та или иная парабола, наблюдаются две тенденции: при увеличении денежной массы до уровня, соответствующего локальному минимуму квадратичной функции, инфляция снижается, после его достижения - возрастает.
Поскольку в большинстве макросистем мы имеем тенденцию постоянного возрастания денежной массы, график наблюдаемых значений рассматриваемой зависимости скорее напоминает синусоиду, вписанную в ту или иную функцию. Но мы тем не менее можем определить локальный экстремум среднесрочного квадратичного тренда. Решение этой задачи небесполезно с точки зрения принятия практических решений, связанных с регулированием объема денежной массы, позволяющих стабилизировать механизмы денежного обращения.
ВЫВОДЫ
Таким образом, на примере современной экономики Украины нами при помощи
Рис. 5. Связь между темпами инфляции и динамикой объемов денежной массы: скольжение среднесрочного тренда вдоль долгосрочной огибающей
аппарата регрессионного анализа доказан нелинейный характер связи между темпами инфляции и объемом денежной массы в среднесрочном периоде.
Как избыток, так и дефицит денежной массы в современных макросистемах подхлестывают развитие инфляционных процессов. Знание оптимального объема денежной массы, позволяющего минимизировать темп инфляции, дает правительству адекватное представление о том, какие объемы денежной массы являются «слишком малыми» или «слишком большими» с точки зрения обретения стабильного контроля над процессами денежного обращения в стране.
Литература
Гамза В.А. Инфляция в России: аналитические материалы, 2012 // http://www.cbr.ru/pub1/ MoneyAndCredit/gamza.pdf.
Глазьев С.Ю. О стратегии экономического развития России: Научный доклад. М.: Национальный институт развития, 2006.
Глазьев С. Об антикризисной стратегии России // Российский экономический журнал. 2009. № 6. С. 3-36.
Глазьев С.Ю. О практичности количественной теории денег, или сколько стоит догматизм денежных властей, 2012 // http://institutiones.com/ theories/1067-o-praktichnosti-kolichestvennoj-teorii-deneg.html.
Горидько Н.П. Инфляция в Украине: регрессионные однофакторные модели // Вестник ЮжноРоссийского государственного технического университета (НПИ). Новочеркасск: ЮРГТУ, 2011а. № 4. С. 80-96.
Горидько Н.П. Многофакторные модели инфляции, построенные с учетом временного лага // Управление инновациями, 2011: Материалы международной научно-практической конференции 14-16 ноября 2011 г. / Под ред. Р.М. Нижегородцева. М.: ЛЕНАНД, 20116. С. 368-373.
Гврpidbко Н.П. Багатофакторт моделi шфляцп на прикладi макросистеми Украши // Банювська система Украши в умовах глобалiзацii фшан-сових ринюв: Матерiали Мiжнародноi нау-ково-практичноi конференцп, 20-21 жовтня 2011 року: Тези доповвдей i вистутв. Черкаси: Видавець Чабаненко Ю.А. 2011в. С. 319-321.
Государственная служба статистики Украины, 2012 // http://www.ukrstat.gov.ua.
Дзюба М.В., Нижегородцев Р.М. Моделирование инфляционных процессов при помощи регрессионного анализа (на примере Республики Казахстан) // Terra Economicus. 2010. Т. 8. № 4. Ч. 2. С. 35-39.
Кризис: альтернативы будущего (глобальный контекст и российская специфика) / Под ред. А.В. Бузгалина, П. Линке. М.: Культурная революция, 2010.
Мировой экономический кризис: теория, методология, практика / Под ред. А.А. Абишева, Т.И. Мухамбетова. Алматы: Экономика, 2009.
Национальный банк Украины, 2012 // http://bank.gov. ua/control/uk/publish/category?cat_id=71195.
Нижегородцев Р.М. Проблемы управления инфляцией: современные подходы // Проблемы управления. 2006. № 6. С. 25-30.
Нижегородцев Р.М. Методические проблемы измерения темпов инфляции // Модернизация экономики Юга России и новые стратегии региональной экономической политики: Ма-
териалы III Всероссийской научной конференции («Домбайские чтения»). Ч. 2 / Под ред. Р.А. Канцерова, Ю.С. Колесникова. Черкесск: Карачаево-Черкесская государственная технологическая академия, 2007а. С. 72-81.
Нижегородцев Р.М. Современная инфляция: формы, факторы, последствия и пути преодоления. Гомель: Центр исследования институтов рынка, 2007б.
Порфирьев Б.Н. Экономический кризис: проблемы управления и задачи инновационного развития // Проблемы прогнозирования. 2010. № 5. С. 20-26.
Тиркало Р., Адамик Б. Передавальний мехатзм моне-тарно! политики та його значення для ефектив-но! дiяльностi НБУ // Вюник НБУ. 1999. № 7. С. 6-11.
Фетисов Г. О мерах по преодолению мирового кризиса и формированию устойчивой финансово-экономической системы // Вопросы экономики. 2009. № 4. С. 31-41.
Шевчук В. Вплив монетарно! политики на промисло-ве виробництво, шфлящю та реальний обмш-ний курс в Укра!ш в 1994-2000 роках // Вюник НБУ. 2001. № 1. С. 6-11.
Dimand R.W. Minsky and Tobin on the Instability of a Monetary Economy // Central Banking in the Modern World: Alternative Perspectives // Ed. by M. Lavoie, M. Seccareccia. Cheltenham: Edward Elgar, 2004. Р. 226-243.
Leheyda N. Determinants of Inflation in Ukraine: a Coin-tegration Approach // CDSEM, University of Mannheim, 2004.
Lissovolik B. Determinants of Inflation in a Transition Economy: The Case of Ukraine // IMF Working Paper 03/126, 2003.
Piontkovsky R. Impact of Monetary Aggregate Developments on Inflationary Process in Ukraine over 2001-2002. Kyiv: ICPS, 2002.
Рукопись поступила в редакцию 01.04.2012 г.
ИНСТИТУТЫ ПРОИЗВОДСТВА ЗНАНИЙ И ПРОЦЕССЫ ФУНКЦИОНИРОВАНИЯ ТЕХНОПАРКОВ1
Е.В. Акинфеева, О.Г. Голиченко
В работе исследуется роль институтов производства знаний - НИИ, вузов и предприятий в процессе создания и функционирования технопарков. Дается определение технопарка и характеристика его основных функций. Предлагается классификация технопарков в соответствии с типом источников знаний, определяющих процесс его формирования. Анализируются функции, которые выполняет источник знаний каждого типа по отношению к технопарку. Исследование проводится на примере действующих российских и зарубежных структур. Выявляются условия эффективного функционирования технопарковых структур, определяются причины недостаточной результативности российских технопарков.
Ключевые слова: технопарк; институты знаний; центры технологий; симбиоз институтов знаний и центров технологий; инновационная деятельность.
ВВЕДЕНИЕ
Одной из задач государства в сфере развития малого технологического бизнеса является создание технопарков. В России первая волна приходится на начало 1990-х гг. Это связано в первую очередь с развитием малого бизнеса в стране, с желанием фирм и компа-
© Акинфеева Е.В., Голиченко О.Г., 2013 г.
1 Работа выполнена при финансовой поддержке Российского гуманитарного научного фонда (проект № 11-02-00426а).
