CC BY
78
С. .Македонский
МОДЕЛИРОВАНИЕ ИНФЛЯЦИИ В РОССИИ В 1992-2002 гг. С ИСПОЛЬЗОВАНИЕМ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ДЕНЕЖНОЙ МАССЫ, ВАЛЮТНОГО КУРСА РУБЛЯ И ДЕФИЦИТА БЮДЖЕТНОЙ СИСТЕМЫ
Последовательное снижение инфляции на протяжении всего периода рыночных реформ в России является приоритетной целью государственной экономической политики. Остающийся в настоящее время относительно высокий уровень инфляции рассматривается Правительством как существенное препятствие для устойчивого развития экономики. Политика ограничения государственных расходов, несмотря на имеющиеся возможности бюджетного стимулирования экономического роста путем расширения внутреннего спроса, объясняется, в частности, необходимостью дальнейшего снижения инфляции.
Для характеристики инфляции могут использоваться различные показатели, например, дефлятор ВВП, индекс стоимости жизни, индекс потребительских цен. Эти показатели имеют определенный экономический смысл, свои достоинства и недостатки1. В данной работе для моделирования инфляции был выбран индекс потребительских цен (ИПЦ, обозначение в модели - ср/). Это достаточно «наглядный» показатель изменения цен, который регулярно и оперативно публикуется ФСГС России, что важно для целей прогнозирования. В модели инфляции в качестве независимых переменных использовались показатели денежной массы, валютного курса рубля и показатели бюджетного дефицита. Рассмотрим их подробнее.
Российские исследователи высказывают разные мнения о связи денежно-кредитной эмиссии с инфляцией в России. Многие авторы, главным образом сторонники концепции «инфляции издержек», считают, что инфляция в первые годы реформ не была связана с монетарными факторами. В то время денежно-кредитная эмиссия скорее «следовала» за ростом цен и поэтому не была причиной инфляции: «... жесткая де-
1 Подробнее об особенностях показателей инфляции см., например, [1].
нежная политика в состоянии, до определенных пределов, сдерживать конечный спрос и тем самым препятствовать полному проявлению инфляции издержек. В этом случае инфляция издержек принимает подавленную форму. При ослаблении денежных ограничений потенциал инфляции издержек выплескивается наружу. В результате мы наблюдаем статистический эффект взаимосвязи инфляции и кредитной эмиссии, что и дает формальное основание для утверждения либеральных экономистов о связи инфляции в первую очередь именно с динамикой денежной массы. Между тем на 70% рост цен после вливания денег в экономику в эти годы (1992-1993 гг. - А.М.) обусловливался именно реализацией потенциала инфляции издержек» [2, с. 106].
Однако «либеральные экономисты», как правило, утверждают, что никакой «инфляции издержек» в природе не существует и любая инфляция является инфляцией спроса. Соответственно, динамика денежной массы оказывает решающее воздействие на изменение цен: «На протяжении первого периода (1992 - первая половина 1994 гг.) доминирующую роль в развитии инфляционного процесса играла избыточная денежная эмиссия» [3]. При этом в начале 1992 г. почти семикратный рост цен обеспечил накапливавшийся в течение нескольких десятилетий «денежный навес». К маю
1992 г. этот навес был практически ликвидирован [4].
Другие экономисты одной из главных причин инфляции (особенно в первые годы реформ) считают монопольное положение подавляющего большинства российских предприятий. «Вследствие этого преобладающей формой ее в России является не инфляция спроса, которая как-то связана с денежной массой, а инфляция предложения, называемая часто, но не точно, инфляцией издержек. Она означает, что в связке «денежная масса - уровень цен» исходным является уровень цен, а денежная масса приспосабливается к нему» [5, с. 25].
При различных подходах к объяснению феномена российской инфляции во всех макроэкономических моделях ценовой динамики учитывается изменение денежной массы, однако, ни один из денежных агрегатов в российских условиях не является удовлетворительным для эконометрических расчетов. Значительная часть оборота (особенно в первой половине 90-х годов) обслуживалась денежными суррогатами, к которым можно отнести и различного рода взаимозачеты. Одновременно происходила «тотальная долларизация всех экономических отношений в России». «Доллар стал внутренней валютой России, точный объем его наличной массы в России неизвестен, но он значительно больше рублевой денежной массы (в пересчете по текущему курсу). При этом доллар почти на 100% выступает в наличной форме, а рублевая масса более чем наполовину состоит из безналичных денег» [5, с. 32]. Активное обращение наличных долларов увеличивало денежную массу, повышая уровень инфляции.
В данной работе выбор в качестве объясняющей переменной денежного агрегата М0 именно этого агрегата обусловлен использованием индекса потребительских цен в качестве показателя инфляции. Понятно, что наличные деньги в обращении (как наиболее ликвидная часть денежной массы) непосредственно соотносятся с ценами потребительского рынка товаров и услуг.
Для построения регрессионных зависимостей использовались ряды индексных показателей погодового роста М0 со сдвигом от 1 месяца до квартала. Наилучшие статистические характеристики уравнений были получены при использовании индекса со сдвигом в 1 месяц (ноябрь к ноябрю), который в дальнейшем обозначен /_М0[1].
В течение рассматриваемого периода воздействие валютного курса по отношению к доллару США на динамику цен было неоднозначным. Так, в период кризисного адаптационного спада (1992-1994 гг.)2 существенно заниженный валютный курс рубля по отношению к паритету покупательной способности «стимулировал переключение энергосырьевых потоков с внутреннего рынка на внешний» рынок» [7, с. 21]. Именно либерализацию внешней торговли в условиях «ножниц» между внутренними и внешними ценами на энергоносители некоторые исследователи считают главной причиной инфляции в этот период. Так, М.Н. Узяков считает, что эффект от «подтягивания» внутренних цен к ценам мирового рынка в результате либерализации внешней торговли существенно превосходил инфляционный эффект «денежного навеса» [6].
В фазе кризисного депрессивного развития (1995-1998 гг.) «стабилизация с апреля 1995 г. вплоть до августа 1998 г. валютного курса рубля» сдерживала инфляцию [7, с. 31]. Кратная девальвация рубля осенью 1998 г. стала главным источником нового инфляционного импульса. В последующем, на этапе посткризисного роста экономики укрепление валютного курса рубля снова служит снижению инфляции в качестве «ценового якоря».
Для регрессионных уравнений рассчитывались погодовые индексы валютного курса рубля, в том числе с лаговым сдвигом от одного до трех месяцев. В результате последующего отбора уравнений был выбран динамический ряд /_^/$[1] - индекс валютного курса рубля со сдвигом в 1 месяц (ноябрь к ноябрю).
Экономическая ситуация в 1992-1998 гг. характеризовалась острым бюджетным кризисом. Дефицитный бюджет был одним из основных источников инфляции, в том числе «подавленной инфляции предложения»3, сопровождавшейся спадом производства. В последние годы, на-
2 Здесь используется периодизация, приведенная в [6, с. 21], которая в свою очередь основывается на классификации периодов развития российской экономики, разработанной Центром макроэкономического анализа и прогнозирования при ИНПРАН.
3 Понятие «подавленная инфляция предложения» введено М.Н. Узяковым. Оно означает, в частности, реализацию инфляционного потенциала в виде «свертывания выпуска про-
оборот, профицитный бюджет исполняет роль финансового стабилизатора, «стерилизующего» относительно избыточную денежную массу, образующуюся от притока «нефтедолларов».
На связь бюджетного дефицита с инфляцией в России в рассматриваемый период указывается во множестве исследований (в том числе в [2, 4, 5, 8-10]). Например, А. Илларионов пишет: «В настоящее время дефицит федерального бюджета остается самым крупным источником российской инфляции» [6].
Однако зависимость инфляции от дефицита бюджета, как правило, рассматривалась на «качественном» или «теоретическом» уровне [5, 9]. Количественные оценки влияния различных экономических факторов на уровень инфляции обычно проводились без использования показателей бюджетного дефицита4. По-видимому, основная причина того, что дефицит бюджета не включался в соответствующие модельные расчеты, заключалась в ненадежности и противоречивости официальной бюджетной статистики.
Бюджетная методология постоянно менялась5. Наиболее значимыми для показателей бюджетного дефицита были не отражавшиеся в официальной статистике расходы Правительства в 1992-1993 гг. на поддержку экономики (кредиты ЦБ, ставшие, по сути, дотациями) и на субсидирование импорта [12]. До 1998 г. в расходах бюджета не учитывались процентные выплаты по ГКО и ОФЗ. В 1998 г. поступления от приватизации, учитывавшиеся ранее в доходах бюджета, были переведены в Финансирование дефицита бюджета. В отчетных данных об исполнении консолидированного бюджета лишь частично учитывались дорожные и другие внебюджетные фонды, которые до 2000 г. в большинстве регионов не были консолидированы в территориальные бюджеты.
Кроме того, до настоящего времени отдельная статистика ведется по социальным внебюджетным фондам. Деление на бюджетные и внебюджетные фонды разграничивает полномочия и права субъектов бюджетной системы, то есть является административным разграничением. В то же время такое деление затрудняет оценку общей «бюджетной картины» России, так как на экономическую ситуацию воздействует бюджетная система в целом.
Противоречивость и неполнота официальной бюджетной статистики привели к тому, что появилось множество «реконструкций» бюджетных показателей, разработанных различными исследовательскими организа-
дукции (если потенциал инфляции не реализовался в росте цен) или наращивании неплатежей, компенсирующих дефицит доходов товаропроизводителей (это происходит также в случае ужесточения спросовых ограничений)» [1].
4 См., например, эконометрические модели инфляции, построенные в ИЭПП [2, 3, 10, 11]. Следует отметить, что в ряде моделей, разработанных в ИНП РАН, присутствует бюджетный блок, учитывающий бюджетный дефицит (см., например, [6, 8]).
5 Подробнее об изменениях в бюджетной методологии см. в [12].
циями6. В данной работе используются результаты реконструкции показателей расширенного бюджета за 1992-2002 гг., проведенной в лаборатории анализа и прогнозирования развития налогово-бюджетной системы ИНП РАН. Методология расчетов и показатели расширенного бюджета России за 1992-1998 гг. представлены в [12].
Разницу между реконструированными показателями дефицита консолидированного бюджета (Явс_ОКБ, в составе расширенного бюджета) и официальными данными (й/_ОКБ) иллюстрирует приводимая ниже табл. 1. В этой же таблице содержатся оценки дефицита в 1992-1997 гг. некоторых других исследовательских организаций7. В двух правых колонках таблицы приводятся коэффициенты корреляции (г) между указанными показателями дефицита и индексом потребительских цен (декабрь к декабрю) на двух временных интервалах.
Таблица 1
Показатели бюджетного дефицита по официальным данным и по результатам реконструкции, % к ВВП (дефицит (+) / профицит (-))
Показа- тель 1992 г. 1993 г. 1994 г. 1995 г. 1996 г. 1997 г. 1998 г. 1999 г. 2000 г. 2001 г. 2002 г. г
19921998 гг. 19922002 гг.
О/ОКБ 3,3 4,6 10,7 3,4 4,7 5,5 5,9 0,9 -1,9 -2,9 -0,9 -0,378 0,122
Кее ОКБ 38,2 16,3 10,4 10,0 10,4 10,3 7,7 0,8 -1,5 -3,0 -1,0 0,990 0,907
ИЭА 22,4 10,6 11,4 5,4 9,1 6,8 0,941
БЭА 44,2 9,9 9,8 5,9 8,9 8,4 0,959
ИЭПП 27,9 9,3 12,2 4,9 7,4 6,3 0,943
МВФ 18,4 9,4 10,4 5,7 9,5 7,5 0,914
Сокращения, использованные в таблице: ИЭА — Институт экономического анализа (федеральный бюджет); БЭА — Бюро экономического анализа (федеральный бюджет); ИЭПП—Институт экономики переходного пер-иода (федеральный бюджет); МВФ — Междунароный валютный фонд (консолидированный бюджет, включая субсидии на импорт).
Из табл. 1 видно, что показатели дефицита до 1998 г. отличаются в «разы». Кроме того, по официальным данным, на интервале 1992-1998 гг. получается отрицательная корреляция между дефицитом консолидированного бюджета и ИПЦ, что противоречит реальной прямой зависимости между инфляцией и бюджетным дефицитом в этот период в России. Понятно так-
6 Заметим, что в России не разрабатывается расширенный бюджет. Некоторые общие оценки доходов, расходов и дефицита расширенного бюджета имеются на Интернет-сайте Минфина РФ. Однако они не охватывают весь рассматриваемый пер-иод. Неизвестно также, как эти оценки получены. Похоже, что механически складывались официальные показатели исполнения консолидированного бюджета и социальных фондов. Эти оценки Минфина не приводятся в материалах ФСГС России, что может свидетельствовать об их ненадежности.
7 Для расчетов показателей таблицы использованы данные ФСГС России и [12].
же, что к расчетам и выводам, основанным на использовании официальной бюджетной статистики, следует относиться с осторожностью.
Покрытие дефицита бюджетной системы не является «однородным». Дефицит бюджета, который непосредственно финансируется Центральным банком РФ, порождает увеличение спроса на потребительские товары и на различные финансовые активы, что приводит к росту цен (эта взаимосвязь между предложением денег и ценами описывается, например, стандартной макроэкономической моделью IS-LM). Эмиссионное финансирование дефицита применялось в России до 1996 г. и в 1999 г. [5].
Финансирование бюджетного дефицита может осуществляться также за счет внешних и внутренних заимствований. Соответственно, наряду с общим дефицитом консолидированного или федерального бюджетов выделяется первичный дефицит, не включающий процентные расходы на обслуживание государственного долга.
Внешнее долговое финансирование бюджетного дефицита при определенных условиях может не оказывать негативного воздействия на экономику, в том числе на рост цен. В частности, использование внешних займов на обновление производственной базы может не сопровождаться ростом цен. Однако в России эти условия не соблюдались (см. [13]). Внешние займы использовались главным образом на непроизводственное потребление.
В российских условиях внутренние заимствования (например, на рынке ГКО) также имели инфляционные последствия. Они напрямую приводили к росту банковских кредитных ставок (как вследствие отвлечения кредитных ресурсов на рынок ГКО, так и в результате «подтягивания» ставок до уровня сверхвысокой доходности этих государственных ценных бумаг8). Опосредованное воздействие финансирования дефицита бюджета посредством внутренних заимствований заключалось в ускоренном росте выплат по ГКО, сопровождавшемся увеличением задолженности по непроцентным расходам при одновременном росте бюджетного дефицита и инфляционных ожиданий.
Поэтому в работе, в частности, ставилась задача выявления показателей или составляющих бюджетного дефицита, оказывающих набольшее воздействие на инфляционный рост цен. Для этого использовались показатели общего дефицита расширенного бюджета (DEB), первичного дефицита расширенного бюджета (DEBI) и «промежуточный» показатель - дефицит расширенного бюджета без учета расходов на обслуживание внешнего государственного долга (DEB2).
Существенно и другое важное обстоятельство, связанное с «неоднородностью» самой бюджетной системы. Основные составляющие бюджетной системы являются относительно автономными, т. е. доходы и
8 «Уровень инфляции в первой половине 1998 г. (в пересчете на год) был около 15%, а доходность государственных бумаг колебалась от 50 до 150%» [5, с. 29].
расходы федерального бюджета, бюджетов территорий и внебюджетных фондов формируются независимо друг от друга.
Это означает, что профицит бюджета одного региона не используется для покрытия дефицита бюджета в другом регионе. Точно так же профицит какого-либо территориального внебюджетного фонда, имеющего целевое назначение и собственные источники формирования, не идет, как правило, на финансирование дефицита другого внебюджетного фонда или регионального бюджета. Кроме того, например, в федеральном бюджете было множество целевых бюджетных фондов, в которых сохранялся профицит даже в периоды максимального обострения ситуации с его дефицитом.
Таким образом, дефицитные части бюджетной системы требуют собственных источников покрытия, использование которых имеет определенные инфляционные последствия даже при общем бюджетном профиците.
Вышеприведенные соображения обусловили использование нами экспериментального показателя - суммарного дефицита расширенного бюджета (DEBS). Этот показатель предполагалось рассчитывать как сумму дефицитов всех бюджетов, внебюджетных и целевых бюджетных фондов, исполненных с дефицитом9. Согласно введенному определению, в оценках должен отдельно учитываться только дефицит, в частности:
а) федерального бюджета без учета целевых фондов в его составе;
б) целевых фондов в составе федерального бюджета;
в) общероссийских внебюджетных несоциальных фондов (например, Межотраслевого фонда НИОКР);
в) консолидированных бюджетов субъектов Федерации без учета целевых фондов в их составе;
г) целевых бюджетных и внебюджетных фондов или территориальных отделений каждого социального фонда во всех регионах.
Имеющиеся отчетные данные не позволяют, однако, корректно рассчитать этот показатель по данной схеме для всего рассматриваемого периода. Так, данные по территориальным бюджетам приводятся ФСГС России только с 1996 г. Большей частью отсутствует необходимая для расчетов информация о внебюджетных и территориальных целевых бюджетных фондах. Поэтому в данной работе этот показатель является несколько недооцененным, в «в реальности» абсолютная величина суммарного дефицита выше. В частности, не учитывался суммарный дефицит местных бюджетов в составе консолидированных бюджетов субъектов Федерации.
Аналогично вышеприведенным показателям дефицита расширенного бюджета, рассчитывались три вида показателей суммарного дефицита расширенного бюджета: DEBS, DEBS1 (общий и первичный суммарный дефи-
9 Например, в 2002 г. профицит федерального бюджета составил 1,4% ВВП, консолидированного бюджета — 0,9%. В том же году общий дефицит Пенсионного фонда составлял 89,8 млрд. руб., или более 0,8% ВВП. При этом суммарный дефицит всех социальных фондов, рассчитанный по их федеральным управлениям и территориальным отделениям, состав-ил 1,3% ВВП.
цит без учета расходов на обслуживание госдолга), DEBS2 (суммарный дефицит без учета расходов на обслуживание внешнего госдолга).
В качестве независимых (объясняющих) переменных в регрессионных уравнениях использовались перечисленные показатели дефицита расширенного бюджета, исчисленные в процентах к ВВП (deb, debl, deb2, debs, debsl, debs2). В табл. 2 приводится общая спецификация независимых переменных по отобранным регрессионным уравнениям.
Таблица 2
Независимые переменные, используемые в регрессионных уравнениях
Обозначение Описание независимой переменной
deb debl deb2 debs debsl debs2 i M0[1] i_ff/$[1] Дефицит расширенного бюджета, % к ВВП Первичный дефицит расширенного бюджета, % к ВВП Дефицит расширенного бюджета без учета расходов на обслуживание внешнего государственного долга, % к ВВП Суммарный дефицит расширенного бюджета, % к ВВП Суммарный первичный дефицит расширенного бюджета, % к ВВП Суммарный дефицит расширенного бюджета без учета расходов на обслуживание внешнего государственного долга, % к ВВП Погодовой индекс денежного агрегата М0, ноябрь к ноябрю Погодовой индекс валютного курса рубля по отношению к доллару США, ноябрь к ноябрю
В табл. 3. приведены значения рядов используемых переменных, а также (справочно) показателей ВВП, по которым эти переменные рассчитывались.
Таблица 3
Значения показателей, используемых в регрессионных уравнениях
Год ВВП* cpi M0** i_M0[1] i_R/$[1] deb deb1 deb2 debs debs1 debs2
1992 19,4 2610,0 1,7 947,1 355,2 36,0 34,8 35,2 38,5 37,3 37,7
1993 171,5 940,0 13,3 755,8 279,4 15,6 13,4 14,1 19,0 16,8 17,5
1994 610,7 315,0 36,5 292,0 264,0 10,0 8,2 9,5 14,3 12,6 13,8
1995 1428,5 231,3 80,8 221,1 144,4 10,0 8,1 9,0 11,9 10,0 10,8
1996 2007,8 121,8 103,8 135,5 120,8 10,3 8,6 9,2 11,1 9,4 10,1
1997 2342,5 111,0 130,5 134,5 107,7 10,2 5,1 9,2 12,2 7,1 11,2
1998 2629,6 184,4 187,8 129,9 279,1 7,6 0,4 6,0 8,3 1,1 6,7
1999 4823,2 136,5 266,6 131,1 159,7 0,5 -3,4 -1,3 1,7 0,1 0,3
2000 7305,6 120,2 419,3 163,4 105,7 -3,0 -6,8 -4,8 0,4 0,2 0,3
2001 9039,4 118,6 584,3 147,1 107,2 -3,1 -5,8 -5,2 1,7 1,6 1,7
2002 10863,4 115,1 763,3 131,0 106,8 -1,0 -3,2 -2,8 1,9 1,8 1,9
* Млрд. руб.; до 1998 г. — трлн. руб. ** На конец года, млрд. руб.; до 1998 г. - трлн. руб.
Иллюстрация совместной динамики моделируемых показателей ИПЦ (ср/), погодового индекса роста М0 (/'_М0[1]), индекса обменного курса рубля к доллару (/'_Я/$[1]) приведена на рис. 1.
%
Рис. 1. Совместная динамика переменных ер( (-о-); г'_М0 (—)[1]; г'_Я/$ (—)[1]
Для моделирования инфляции строились линейные регрессионные уравнения с использованием пакета 07. Соответственно, результаты оценивания регрессионных уравнений (табл. 4) представлены основными характеристиками, принятыми в этом пакете10.
Уравнения оценивались по интервалам, соответствующим основным этапам развития российской экономики в 1992-2002 гг. Эти «вспомогательные» расчеты позволяют проверить, насколько объясняющие переменные и, следовательно, регрессионные уравнения соответствуют общим представлениям о роли рассматриваемых факторов на разных этапах развития инфляционных процессов в России.
Во всех представленных уравнениях и на всех рассматриваемых периодах разница между значениями статистик Я2 и Я2аф незначительная. Это свидетельствует о том, что высокие значения коэффициентов детерминации были достигнуты благодаря не количеству переменных, а их качеству для данной статистической взаимосвязи.
10 В таблице приводятся общепринятые статистические характеристики. Возможно, некоторого пояснения требует статистика Mexval — предельная объясняющая ценность переменной. Этот показатель (заменяющий в G7 традиционную t-статистику) рассчитывается как процент изменения стандартного отклонения регрессионной ошибки (SEE) при исключении данной переменной из уравнения с условием, что коэффициенты при всех оставшихся переменных рассчитываются так, чтобы получить наилучшую оценку. Статистика Mexval позволяет судить о важности каждой переменной для уравнения в целом (подробнее см. [14, с. 20]).
Таблица 4
Результаты оценивания линейных регрессионных уравнений
№ Независимые переменные R2 R2adj DW Коэффициенты Mexval Эластичность
1992-2002 гг.
deb 0,0043 648,8 0,36
1 i M0[1] 0,997 0,996 1,60 11,905 330,6 0,76
г_й/$[1] -0,2335 13,2 -0,09
deb1 280,396 25,5 0,33
2 i M0[1] 0,894 0,867 1,41 15,442 29,7 0,98
ЛЙ/$[1] -0,6700 3,2 -0,27
deb2 279,973 25,1 0,44
3 i M0[1] 0,893 0,866 1,55 17,370 43,0 1,11
^R/$[1] -12,201 11,3 -0,49
debs 325,021 18,3 0,79
4 i M0[1] 0,880 0,85 1,63 16,545 29,9 1,05
г^й/$[1] -18,479 20,1 -0,75
debs1 388,631 23,9 0,76
5 i M0[1] 0,891 0,864 1,32 12,089 13,2 0,77
г^й/$[1] -10,851 ,8 8, -0,44
debs2 348,459 21,5 0,78
6 i M0[1] 0,887 0,858 1,52 15,554 27,1 0,99
г^й/$[1] -16,850 18,8 -0,68
1992-1998 гг.
deb 0,0043 678,7 0,40
1.1 i M0[1] 0,997 0,996 1,39 12,014 355,1 0,70
г^й/$[1] -0,2289 12,7 -0,08
deb1 541,424 45,5 0,94
1.2 i M0[1] 0,915 0,872 1,09 0,8251 8,4 0,48
г_й/$[1] -0,8946 7,4 -0,31
deb2 544,578 45,5 1,11
1.3 i M0[1] 0,915 0,872 1,44 11,965 22,6 0,69
г^й/$[1] -19,784 29,4 -0,68
debs 421,106 19,1 1,08
1.4 i M0[1] 0,873 0,810 1,65 15,040 23,1 0,87
г!й/$[1] -23,710 22,3 -0,81
debs1 441,748 23,4 0,92
1.5 i M0[1] 0,882 0,823 1,28 11,075 10,4 0,64
i_R/$[1] -12,988 11,1 -0,45
debs2 458,668 24,5 1,10
1.6 i M0[1] 0,884 0,826 1,55 13,739 20,6 0,80
г^й/$[1] -22,193 23,9 -0,76
1994-2002 гг.
deb 0,0016 11,1 0,05
2.1 i M0[1] 0,932 0,909 1,19 0,6701 162,6 0,68
г^й/$[1] 0,3065 44,7 0,29
deb1 20,775 27,3 0,02
2.2 i M0[1] 0,948 0,931 1,48 0,6513 186,0 0,67
г^/$[1] 0,3518 73,9 0,34
deb2 17,104 16,0 0,03
2.3 i M0[1] 0,937 0,916 1,30 0,6766 175,8 0,69
г^/$[1] 0,3101 50,2 0,30
debs 16,307 7,7 0,07
2.4 i M0[1] 0,927 0,903 1,18 0,6340 127,9 0,65
г^й/$[1] 0,3194 46,6 0,31
debs1 28,424 16,8 0,09
2.5 i M0[1] 0,938 0,918 1,50 0,5491 88,6 0,56
г^й/$[1] 0,3903 71,5 0,37
debs2 18,007 8,6 0,07
2.6 i M0[1] 0,928 0,905 1,24 0,6245 122,6 0,64
i R/$[1] 0,3297 51,1 0,32
Показатели денежной массы во всех уравнениях имеют высокие значения статистик значимости и эластичности. Положительные знаки коэффициентов регрессии при этих показателях указывают на прямую зависимость динамики /_М0[1] (следовательно, и агрегата М0) и ИПЦ.
Особый интерес с точки зрения значимости переменной М0 в уравнениях представляет период 1994-2002 гг. Как видно из табл. 4, на этом интервале во всех уравнениях данная объясняющая переменная имеет очень большое значение статистики Мехуа1, что говорит об исключительной статистической зависимости М0 и ИПЦ. Усиление влияния денежной массы на инфляцию, подтверждает экономический смысл представленной модели, так как именно с 1994 г. Правительство проводило ужесточение денежно-кредитной политики, что, конечно же, отразилось на статистическую зависимость между ИПЦ и М0.
Коэффициент при валютном курсе рубля в уравнениях 1-6 и 1.1.-1.6 имеет отрицательный знак, в отличие от уравнений 2.1.-2.6. Следовательно, знак данного коэффициента в регрессионных уравнениях для периода 1992-1998 гг. и всего периода 1992-2002 гг. определяется начальными точками временного ряда. Отрицательный знак означает также, что курс рубля оказывал сдерживающее воздействие на рост потребительских цен. Этот вывод не соответствует распространенному мнению (в частности, приведенному выше) о влиянии валютного курса на динамику цен.
Остановимся на выводе об антиинфляционном характере валютного курса в первые годы рыночных реформ, основанном на регрессионном анализе, подробнее. Динамика индекса валютного курса рубля в 1992-
1993 гг. была разнонаправленной, в том числе обратной динамике ИПЦ (индекс /_Л/$, декабрь к декабрю) (рис. 2). На рис. 2 видно также, что в последующие годы эта независимая переменная и показатель инфляции были близки по направленности своей динамики.
%
Рис. 2. Динамика индексов обменного курса рубля к доллару:
— (_К/$ (декабрь к декабрю); — г'_^/$[1]
Сравнивая уравнения 1.1-1.6 и 2.1-2.6, можно отметить, что значимость показателя валютного курса рубля на интервале 1992-1998 гг. существенно меньше, чем на интервале 1994-2002 гг. (статистика Мехуаі). Следовательно, на интервале 1992-1994 гг. значимость этой независимой переменной будет еще меньше.
Таким образом, можно указать на возможность «формальной переоценки» в уравнениях показателя і_^/$[1] в 1992-1993 гг. по сравнению с реальным влиянием валютного курса на динамику цен в первые годы рыночных реформ. Значения показателя і_^/$[1] в этих точках существенно выше, чем во всех точках после 1993 г. Быстрое падение рубля (и, соответственно, высокие значения индекса і_^/$[1]) в эти годы определялись спекулятивным курсом только начинавшего формироваться валютного рынка при весьма незначительных объемах торгов:
Объемы торгов на ММВБ по доллару США за российские рубли, млн. долл. США
Год___________________Объем торгов за год
1992 2790
1993 12627
1994 23564
2004 350032
Источник: http://www.micex.ru/currency/history.html
При этом иностранной валюты у населения и предприятий было мало, «долларовая накачка» экономики только начиналась.
С другой стороны, можно отметить, что цены на ряд товаров первой необходимости, а также на энергоресурсы в первые годы реформ регулировались государством. Эффект «подтягивания» внутренних цен экспортируемых товаров к мировым ценам в долгосрочном плане, безусловно, имел место. Однако он сдерживался экспортными пошлинами и не мог играть решающую роль в развитии инфляционных процессов в 1992-1993 гг. В то же время за счет субсидирования импорта рост цен на основную массу потребительских товаров также был ограничен. «Импортная» составляющая роста цен стала существенной после отмены субсидий в 1993 г. и с ростом доли импорта в ВВП. При этом субсидирование импорта осуществлялось в основном за счет внешних займов, что сказалось на росте процентных расходов бюджета в последующие годы.
Спрос на доллары США как на самый ликвидный актив, позволяющий нивелировать инфляционные риски, превышал предложение, что выражалось в его переоценке по отношению к рублю. При этом доллары использовались населением главным образом как средство сбережения. В результате покупка валюты, с одной стороны, отвлекала денежные средства с товарного рынка, а с другой - «связывала» рубли в рамках быстро растущего валютного рынка.
Проведенный анализ дает основания полагать, что курс рубля к доллару США в начале 90-х годов был скорее антиинфляционным фактором в экономике России. Однако вопрос о том, какую, собственно, роль в развитии инфляции в первые годы реформ играл валютный курс рубля, требует отдельного изучения. В рассматриваемой модели непротиворечивыми в отношении экономического смысла показателя валютного курса рубля являются уравнения, относящиеся к периоду после 1993 г., т.е. уравнения 2.1-2.6.
Проведенное исследование позволяет дать некоторые рекомендации, относящиеся к «большим» моделям типа RIM или MANAMORU [6]. Учитывая неустойчивость показателей динамики валютного курса, высокую вероятность их «формальной переоценки», в регрессионных уравнениях ценового блока, построенных на годовых данных, необходима проверка целесообразности включения показателей валютного курса рубля в период до 1994 г. Снизить влияние «формальной переоценки» показателей валютного курса можно, в частности, учитывая экспорт не в контрактных валютных ценах, а с учетом экспортных пошлин. Соответственно, в ценах на импорт должны учитываться государственные субсидии.
В большинстве уравнений все используемые на отрезке 1992-1998 гг. показатели бюджетного дефицита (за исключением показателя debs в 1.4) имеют большую статистическую значимость в регрессии по сравнению с переменной денежной массы (статистика Mexval). Вывод о влиянии бюджетного дефицита на инфляцию в стране в данный период, который можно сделать из этих оценок, укладывается в логику событий, происходивших в России с 1992 по 1998 г. Именно в эти годы проблемы дефицита бюджетной системы и инфляции были наиболее острыми для российской экономики.
По сравнению с уравнениями 1.1-1.6 во всех регрессионных уравнениях 2.1-2.6 (относящихся к периоду 1994-2002 гг.) статистическая значимость бюджетного дефицита резко снижается. В первую очередь это объясняется тем, что с 2000 г. расширенный бюджет исполняется с профицитом, а первичный и «промежуточный» профициты наблюдаются с 1999 г.
Анализируя уравнения 2.1-2.6, можно отметить, что наилучшие статистические характеристики обеспечивают показатели первичного бюджетного дефицита (т.е. уравнения 2.2 и 2.5). Уравнения с «промежуточным» дефицитом занимают «среднее» положение (2.3 и 2.6) (рис. 3). Сравнивая в уравнениях коэффициенты при независимых переменных, значения показателей Mexval и эластичности, можно сделать вывод, что процентные расходы бюджета, направляемые на обслуживание государственного долга, оказывают существенно меньшее инфляционное воздействие на экономику по сравнению с непроцентными расходами. Таким образом, введенные показатели бюджетного дефицита являются содержательными и перспективными для эконометрического анализа и прогнозирования ценовой динамики в связи с другими управляющими параметрами экономической политики.
а)
%
б)
%
в)
Рис. 3. Результаты оценивания уравнения 2.1 (а), 2.3 (б) и 2.5 (в):
-----ер( (фактический);------ер( (расчетный)
Сравнение уравнений по показателям дефицита и суммарного дефицита расширенного бюджета (уравнения 2.1-2.3 и 2.3-2.6) не позволяет сделать однозначный вывод о преимуществах соответствующих показателей для описания инфляции, представленной индексом потребительских цен. В то же время показатели суммарного дефицита являются перспективными для их использования в эконометрических моделях
(например, квартальных) в период после 1999 г., характеризующийся общим профицитом бюджетной системы.
В целом можно констатировать, что рассмотренный тип регрессионных уравнений и состав независимых переменных позволяет оценивать согласованность основных макроэкономических параметров, разрабатываемых Правительством для проектов федерального бюджета и планов экономического развития страны.
Литература и информационные источники
1. Белоусов Д.Р. Инфляция в системе воспроизводственных механизмов //Проблемы прогнозирования» № 3, 1999.
2. Развитие российского финансового рынка и новые инструменты привлечения инвестиций (Глава 3). М.: ИЭПП, 1998.
3. Моделирование динамики инфляции в 1992-1997 гг. В сб. Очерки экономической политики посткоммунистической России (1991-1997). М.: ИЭПП, 1998.
4. Илларионов А. Попытка проведения политики финансовой стабилизации в СССР и в России // Вопросы экономики, № 7, 1995.
5. Лушин С. Проблема инфляции // Экономист, № 2, 1999.
6. Узяков М.Н. Трансформация российской экономики и возможности экономического роста. М., ИСЭПН, 2000.
7. Фролов И.Э. Наукоемкий сектор промышленности РФ. (Экономико-технологический механизм ускоренного развития). М.: МАКС Пресс, 2004.
8. Белоусов Д.Р Механизм инфляции в современной экономике России (финансововоспроизводственный аспект. Дисс. к.э.н. М., 1998.
9. Илларионов А. Бремя государства //Вопросы экономики, № 1, 1997.
10. Моделирование инфляции в 1992-1995 годах. В сб. Очерки экономической политики посткоммунистической России (1991-1997). М.: ИЭПП, 1998.
11. Дробышевский С., Архипов С. Моделирование динамики индекса потребительских цен в России в 1992-1998годах. М.: ИЭПП, 1999.
12. Македонский С.Н. Государственные финансы в механизме макроэкономического регулирования: основные изменения в налогово-бюджетной системе и реконструкция бюджетных показателей России в 1980-1997 гг. Дисс. кэ.н. М., 1999.
13. Албегова ИМ. и др. Государственная экономическая политика. М.: Изд-во «Дело и Сервис», 1998.
14. Almon Clopper. The craft of economic modeling. College Park, Univ. ofMaryland, 1994.
