CC BY
29
моделювання залежності економічного розвитку від реалізації бюджетної та грошово-кредитної політики україни в посткризовий період
ШПИРКО В. В., мороз п. А.
УДК 330.35
Шпирко В. В., Мороз п. А. Моделювання залежності економічного розвитку від реалізації бюджетної та грошово-кредитної політики України в посткризовий період
У даній статті пропонується ряд економіко-математичних моделей дослідження взаємозв'язку економічного розвитку (зростання валового внутрішнього продукту) від різних параметрів динаміки національної економічної системи: обсягу промислового виробництва, роздрібної торгівлі, експортних цін на сталь, доходів населення, рівня державного боргу, обсягів державних видатків тощо. Також на основі побудованих моделей авторами розроблено рекомендації щодо вдосконалення бюджетної та грошово-кредитної політики України в забезпеченні економічного розвитку в посткризовий період.
Ключові слова: економіко-математична модель, економічний розвиток, економічне зростання, валовий внутрішній продукт, промислове виробництво, роздрібна торгівля, державний борг, бюджетна політика, грошово-кредитна політика.
Рис.: 2. Табл.: 9. Формул: 8. Бібл.: 8.
Шпирко Віктор Васильович - кандидат економічних наук, асистент, кафедра економічної кібернетики, Київський національний університет ім. Т. Шевченка (вул. Володимирська, 60, Київ, 01601, Україна)
E-mail: viksh@bigmir.net
Мороз Павло Андрійович - аспірант, кафедра фінансів, Київський національний університет ім. Т. Шевченка (вул. Володимирська, 60, Київ, 01601, Україна)
E-mail: pavelmoroz1988@mail.ru
УДК 330.35
Шпирко В. В., Мороз П. А. Моделирование зависимости экономического развития от реализации бюджетной и денежно-кредитной политики Украины в посткризисный период
В статье предлагается ряд экономико-математических моделей исследования зависимости экономического развития (объемов валового внутреннего продукта) от различных параметров динамики отечественной экономической системы: объемов промышленного производства, розничной торговли, экспортных цен на сталь, доходов населения, уровня государственного долга, государственных расходов и т. д. Также, с помощью созданных моделей, авторами разработаны рекомендации оптимизации бюджетной и денежно-кредитной политики Украины в обеспечении экономического роста в посткризисный период. Ключевые слова: экономико-математическая модель, экономическое развитие, экономический рост, валовый внутренний продукт, промышленное производство, розничная торговля, государственный долг, бюджетная политика, денежно-кредитная политика.
Рис.: 2. Табл.: 9. Формул: 8. Библ.: 8.
Шпирко Виктор Васильевич - кандидат экономических наук, ассистент, кафедра экономической кибернетики, Киевский национальный университет им. Т. Шевченко (ул. Владимирская, 60, Киев, 01601, Украина)
E-mail: viksh@bigmir.net
Мороз Павел Андреевич - аспирант, кафедра финансов, Киевский национальный университет им. Т. Шевченко (ул. Владимирская, 60, Киев, 01601, Украина)
E-mail: pavelmoroz1988@mail.ru
UDC 330.35
Shpirko V. V., Moroz P. A. Modelling dependence of economic development on realisation of the budget and monetary-credit policy of Ukraine in the post-crisis period
The article offers a number of economic and mathematical models of study oj dependence of economic development (volumes of the gross domestic product) upon various parameters of dynamics of domestic economic system: volumes of industrial production, retail trade, export prices on steel, income of the population, level of the state debt, state spending, and so on. The authors used the created models to develop recommendations on optimisation of the budget and monetary-credit policy of Ukraine in ensuring economic growth in the post-crisis period.
Key words: economical and mathematical model, economic development, economic growth, gross domestic product, industrial production, retail trade, state debt, budget policy, monetary-credit policy.
Pic.: 2. Tabl.: 9. Formulae: 8. Bibl.: 8.
Shpirko Viktor V. - Candidate of Sciences (Economics), Assistant, Department of Economic Cybernetics, Kyiv National University named after T. Shevchenko (vul. Volodymyrska, 60, Kyiv, 01601, Ukrainej E-mail: viksh@bigmir.net
Moroz Pavel A. - Postgraduate Student, Department of Finance, Kyiv National University named after T. Shevchenko (vul. Volodymyrska, 60, Kyiv, 01601, Ukraine)
E-mail: pavelmoroz1988@mail.ru
Моделювання - це створення і вивчення моделей реально існуючих предметів і явищ, а також об'єктів на стадії їх розробки для визначення чи покращення їх характеристик, раціоналізації способів їх створення, управління ними тощо [8, с. 381]. Модель - це «представник», «замінник» оригінала на практиці. Модель виступає системою, пізнання якої може служити засобом отримання інформації щодо іншої системи [7, с. 43].
Перш ніж приступити до розробки власної еконо-міко-математичної моделі, необхідно відмітити обмеженості моделювання, на які варто звернути увагу.
По-перше, це відносність фундаментальних законів економіки, порівняно з тими, що існують в природничих науках. Тому результати економічного прогнозування на основі навіть найдосконаліших багатофактор-них моделей часто розходяться з фактичними даними, оскільки будь-яке економічне прогнозування ймовірно має обмеження й помилки, тому додавання більшої кількості параметрів тільки обмежує таку модель.
По-друге, вимірювання економічних величин, особливо агрегованиї макроекономічних показників, може мати значну (порівняно з фізичними величинами) похибку.
ЕКОНОМІКА ЕКоноМіКо-МАТЕМАТИЧИЕ моделювання
ЕКОНОМІКА економіко-математичне моделювання
Це призводить до накопичення і мультиплікації похибок у великих моделях, що зводить до нуля ефект деталізації моделі, тобто кількості включених змінних у таку модель.
По-третє, економічні процеси й величини характеризуються значною різнорідністю й нелінійністю. Тому більшість факторів просто можуть не враховуватися в моделі через відсутність адекватної розмірності чи масштабу, наприклад, якісні ознаки економічних суб'єктів. Безперечно, в економіці давно існує єдиний еквівалент і вимірник - грошова одиниця, однак багато факторів також не можна оцінити в грошовому еквіваленті, що, у першу чергу, відноситься до результатів суспільного розвитку.
По-четверте, економічна система на багато порядків складніше найадекватнішої високоймовірної економіко-математичної моделі, оскільки економічна система являє собою високоінтелектуальну, здатну до самовідтворення сукупність процесів і явищ. Тому така «ідеальна» модель порівняно з реальною економічною системою завжди буде лише спрощеною копією.
Тим не менше, особливий інтерес складають еко-номіко-математичні моделі, які мають на меті пояснення фундаментальних соціально-економічних процесів, таких як забезпечення високого рівня суспільного розвитку, високих темпів економічного зростання, стабільності цін тощо. Однак реалізація економічної політики без чіткого розуміння її кінцевих результатів може бути мало ефективною.
Тому доцільним видається створення такої моделі, яка б показувала найтісніший взаємозв'язок між показниками макроекономічної політики.
Економіка України у посткризовий період поступово відновлює докризові темпи економічного зростання. За допомогою економіко-математичної моделі визначимо ті параметри, що найбільш тісно корелюють з динамікою ВВП - основного показника, основного мірила економічного розвитку.
Дослідимо залежність між показниками обсягу номінального ВВП та іншими макроекономічними по-
казниками за допомогою моделі лінійної регресії (використовуючи програмний пакет EViews 4.0). Для цього було використано квартальні дані за період з 1-го кварталу 2009 р. по 2-й квартал 2012 р.
Спочатку проведемо дослідження залежності обсягу ВВП від кожного фактора окремо за допомогою парної регресії.
1. Залежність між обсягом номінального ВВП та державними (бюджетними) видатками (табл. 1).
Отримали рівняння:
GDP = 14.16 * EXPEND + 22406676.96.
Коефіцієнт детермінації R2 = 0,41 свідчить про слабкий лінійний зв'язок, хоча значення Prob(F-statistic) = = 0,01В < 0,05, тому з рівнем значущості 0,95 модель є адекватною. Значення статистики Дурбіна - Ватсона Durbin-Watson stat = 0.42В644, що свідчить про наявність від'ємної автокореляції.
2. Залежність між обсягом номінального ВВП та обсягами промислового виробництва (табл. 2).
Отримали рівняння:
GDP = 97.16 * INDUSTRY + 5811776.176.
Коефіцієнт детермінації R2 = 0,79, що свідчить про досить тісний лінійний зв'язок. Значення Prob(F-statistic) = = 0,000017, тому модель є адекватною фактично за будь-якого рівня значущості. Відзначимо також, що значення статистики Дурбіна - Ватсона Durbin - Watson stat = = 2.001755 дуже близьке до двійки, що свідчить про відсутність автокореляції. Перевірка моделі на гетероске-дастичність за критерієм Вайта показала відсутність гетероскедастичності.
3. Залежність між обсягом номінального ВВП та індексом споживчих цін (ІСЦ) (табл. З).
Отримали рівняння:
GDP = -1668461.716 * PRICE + 198174812.6.
Коефіцієнт детермінації R2 = 0,44, що свідчить про слабкий лінійний зв'язок. У той же час, значення Prob (F-statistic) = 0,01 < 0,05, тому з рівнем значущості 0,95 модель є адекватною.
4. Залежність між обсягом номінального ВВП і розміром державного боргу (табл. 4).
таблиця 1
Результати моделі парної регресії залежності динаміки ВВп від обсягів бюджетних видатків
Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 12/12/12 Time: 15:28 Sample: 2009:1 2012:2 Included observations: 14
Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.
EXPEND 14.16C21 4.864357 2.911C15 C.C131
C 224C6677 2362454. 9.484493 C.CCCC
R-squared C.413891 Mean dependent var 28294721
Adjusted R-squared C.365C49 S. D. dependent var 5731675.
S. E. of regression 4567219. Akaike info criterion 33.63827
Sum squared resid 2.5CE+14 Schwarz criterion 33.72956
Log likelihood -233.4679 F-statistic 8.474CC6
Durbin - Watson stat C.423644 Prob(F-statistic) C.C13C56
таблиця 2
Результати моделі парної регресії залежності динаміки ВВп від обсягів промислового виробництва
Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 12/12/12 Time: 15:31 Sample: 2009:1 2012:2 Included observations: 14
Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.
INDUSTRY 97.16359 14.12809 6.877333 0.0000
C 5811776. 3346895. 1.736468 0.1081
R-squared 0.797631 Mean dependent var 28294721
Adjusted R-squared 0.780767 S. D. dependent var 5731675.
S. E. of regression 2683702. Akaike info criterion 32.57486
Sum squared resid 8.64E+13 Schwarz criterion 32.66615
Log likelihood -226.0240 F-statistic 47.29772
Durbin - Watson stat 2.001755 Prob(F-statistic) 0.000017
таблиця 3
Результати моделі парної регресії залежності динаміки ВВп від рівня інфляції
Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 12/12/12 Time: 15:29 Sample: 2009:1 2012:2 Included observations: 14
Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.
PRICE -1668462. 548711.4 -3.040691 0.0103
C 1.98E+08 55881761 3.546324 0.0040
R-squared 0.435183 Mean dependent var 28294721
Adjusted R-squared 0.388114 S. D. dependent var 5731675.
S. E. of regression 4483495. Akaike info criterion 33.60127
Sum squared resid 2.41E+14 Schwarz criterion 33.69256
Log likelihood -233.2089 F-statistic 9.245801
Durbin - Watson stat 1.392431 Prob(F-statistic) 0.010261
таблиця 4
Результати моделі парної регресії залежності динаміки ВВп від розмірів державного боргу
Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 12/12/12 Time: 15:27 Sample: 2009:1 2012:2 Included observations: 14
Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.
DEBT 0.059234 0.010263 5.771325 0.0001
C 11461468 3029927. 3.782754 0.0026
R-squared 0.735147 Mean dependent var 28294721
Adjusted R-squared 0.713076 S. D. dependent var 5731675.
S. E. of regression 3070187. Akaike info criterion 32.84394
Sum squared resid 1.13E+14 Schwarz criterion 32.93523
Log likelihood -227.9076 F-statistic 33.30819
Durbin - Watson stat 1.944292 Prob(F-statistic) 0.000089
ЕКОНОМІКА ЕК0Н0МІК0-МАТЕМАТИЧНЕ МОДЕЛЮВАННЯ
ЕКОНОМІКА економіко-математичне моделювання
Отримали рівняння:
GDP = 0.059 * DEBT + 11461468.В9.
Коефіцієнт детермінації R2 = 0,74, що свідчить про досить тіснийлінійний зв'язок. ЗначенняProb(F-statistic)= = 0,000089, тому модель є адекватною фактично за будь-якого рівня значущості. Відзначимо також, що значення статистики Дурбіна - Ватсона Durbin - Watson stat = = 1.944В досить близьке до двійки, що свідчить про відсутність автокореляції. Перевірка моделі на гетероске-дастичність за критерієм Вайта показала відсутність гетероскедастичності.
Б. Залежність між обсягом номінального ВВП та доходами населення (табл. 5).
Durbin - Watson stat = 1.8062 досить близька до двійки, що свідчить про відсутність автокореляції. Перевірка моделі на гетероскедастичність за критерієм Вайта показала відсутність гетероскедастичності.
б. Залежність між обсягом номінального ВВП та обсягами роздрібної торгівлі (табл. б).
Отримали рівняння:
GDP = 168.4В * RETAIL + 4196900.089. Коефіцієнт детермінації R2 = 0,96, що свідчить про дуже тісний лінійний зв'язок. Значення Prob(F-statistic) = 0, тому модель є адекватною за будь-якого рівня значущості. Статистика Дурбіна - Ватсона Durbin - Watson stat =1.19 не дає можливості зробити певного висновку
таблиця 5
Результати моделі парної регресії залежності динаміки ВВп від доходів населення
Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 12/12/12 Time: 15:29 Sample: 2009:1 2012:2 Included observations: 14
Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.
POPULINC 111.2541 8.446C62 13.1723C C.CCCC
C -2653586. 2384237. -1.112971 C.2875
R-squared C.935313 Mean dependent var 28294721
Adjusted R-squared C.929923 S. D. dependent var 5731675.
S. E. of regression 1517295. Akaike info criterion 31.43432
Sum squared resid 2.76E+13 Schwarz criterion 31.52561
Log likelihood -218.C4C2 F-statistic 173.5C95
Durbin - Watson stat 1.8C6179 Prob(F-statistic) C.CCCCCC
Отримали рівняння:
GDP = 111.254*POPULINC - 265В585.985. Коефіцієнт детермінації R2 = 0,94, що свідчить про дуже тісний лінійний зв'язок. Значення Prob (F-statistic) = 0, тому модель є адекватною за будь-якого рівня значущості. Статистика Дурбіна - Ватсона
щодо автокореляції (оскільки для п = 14 спостережень та к = 2 параметрів моделі критичні значення і1 = 1,04, іи = 1,35 та і[ < і < іи). Перевірка моделі на гетероске-дастичність за критерієм Вайта показала відсутність ге-тероскедастичності.
їаблиця 6
Результати моделі парної регресії залежності динаміки ВВп від обсягів роздрібної торгівлі
Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 12/12/12 Time: 15:29 Sample: 2009:1 2012:2 Included observations: 14
Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.
RETAIL 168.43C1 9.4992C8 17.73C96 C.CCCC
C 41969CC. 1393C42. 3.C12759 C.C1C8
R-squared C.963234 Mean dependent var 28294721
Adjusted R-squared C.96C17C S. D. dependent var 5731675.
S. E. of regression 1143897. Akaike info criterion 3C.86934
Sum squared resid 1.57E+13 Schwarz criterion 3C.96C64
Log likelihood -214.C854 F-statistic 314.3871
Durbin - Watson stat 1.193667 Prob(F-statistic) C.CCCCCC
Отже, можна зробити висновок, що найтісніший лінійний зв'язок обсягу ВВП спостерігається з такими показниками, як обсяг роздрібної торгівлі, доходи населення, обсяг промислового виробництва та розмір державного боргу. З рештою показників модель парної регресії показала слабкий або відсутній лінійний зв'язок.
Розглянемо тепер моделі багатофакторної регресії, де будемо досліджувати залежність обсягу номінального ВВП одразу від декількох макроекономічних показників.
1. Залежність між обсягом номінального ВВП та обсягом промислового виробництва і цінами на сталь на зовнішніх ринках (табл. 7).
Отримали рівняння:
GDP = 117.127 * INDUSTRY - 12079.642*STEEL + 91990В1.105.
Коефіцієнт детермінації R2 = 0,81, що свідчить про доситьтіснийлінійнийзв'язок.ЗначенняProb(F-statistic)= = 0,0001, тому модель є адекватною фактично за будь-якого рівня значущості. Статистика Дурбіна - Ватсона Durbin - Watson stat = 2,05 досить близька до двійки, що свідчить про відсутність автокореляції. Перевірка моделі на гетероскедастичність за критерієм Вайта показала відсутність гетероскедастичності.
2. Залежність між обсягом номінального ВВП та розмірів державного боргу, обсягів промислового виробництва, доходами населення і обсягом роздрібної торгівлі (табл. 8).
таблиця 7
Результати моделі багатофакторної регресії залежності динаміки ВВп від обсягів промислового виробництва
та цін на сталь на зовнішніх ринках
Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 12/12/12 Time: 15:24 Sample: 2009:1 2012:2 Included observations: 14
Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.
INDUSTRY 117.1266 25.7589C 4.547C35 C.CCC8
STEEL -12C79.64 13CCC.78 -C.929148 C.3728
C 9199C31. 4961935 1.85392C C.C9C7
R-squared C.812358 Mean dependent var 28294721
Adjusted R-squared C.778241 S. D. dependent var 5731675
S. E. of regression 2699118. Akaike info criterion 32.64216
Sum squared resid 8.C1E+13 Schwarz criterion 32.7791C
Log likelihood -225.4951 F-statistic 23.81115
Durbin - Watson stat 2.C5C619 Prob(F-statistic) C.CCC1C1
таблиця 8
Результати моделі багатофакторної регресії залежності динаміки ВВп від обсягів промислового виробництва, розмірів державного боргу, доходів населення та обсягів роздрібної торгівлі
Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 12/12/12 Time: 15:32 Sample: 2009:1 2012:2 Included observations: 14
Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.
DEBT C.CCC387 C.C16653 C.C23243 C.982C
INDUSTRY -15.66723 32.35285 -C.484261 C.6398
POPULINC 38.48C63 35.56617 1.C81945 C.3C74
RETAIL 134.3C17 46.C4133 2.916982 C.C171
C 189C621. 3CC4C95. C.629348 C.5448
R-squared C.967753 Mean dependent var 28294721
Adjusted R-squared C.953421 S. D. dependent var 5731675.
S. E. of regression 1237C2C. Akaike info criterion 31.16676
Sum squared resid 1.38E+13 Schwarz criterion 31.395CC
Log likelihood -213.1673 F-statistic 67.5239C
Durbin - Watson stat 1.2845CC Prob(F-statistic) C.CCCCC1
ЕКОНОМІКА економіко-математичне моделювання
ЕКОНОМІКА економіко-математичне моделювання
Отримали рівняння:
GDP = Q.QQQ387 * DEBT - 15.667 * INDUSTRY +
+ 38.481 * POPULINC + 134.3Q2*RETAIL + 189Q621.117.
Коефіцієнт детермінації R2 = Q,97, що свідчить про дуже тісний лінійний зв'язок. Значення Prob(F-statistic) = = Q,QQQQQ1, тому модель є адекватною за будь-якого рівня значущості. Статистика Дурбіна - Ватсона Durbin-Watson stat = 1.28 не дає можливості зробити певного висновку щодо автокореляції (оскільки для n = 14 спостережень та k = Б параметрів моделі критичні значення dt = Q,63, du = 2,Q3 та dt < d < du). Перевірка моделі на гетероске-дастичність за критерієм Вайта показала відсутність ге-тероскедастичності.
Отже, обидві моделі багатофакторної регресії продемонстрували високу лінійну залежність. У першій моделі безумовним виглядає вплив на приріст ВВП динаміки промислового виробництва та експортних цін на сталь. Дана модель перш за все доводить високу залежність вітчизняної промисловості від коливань цін на зовнішніх ринках (рис. 1). І дійсно, в умовах падіння експортних цін на прокат темпи розвитку вітчизняної промисловості у другій половині 2Q12 р. скоротилися - індекс промисловості склав -1,8% [4] у порівнянні з 2Q11 р. Як результат, ми отримали скорочення ВВП -1,3% та -2,7% за результатами третього та четвертого кварталу 2Q12 р. відповідно та лише Q,2% приросту за підсумками року.
Що стосується торгівлі, то в умовах спаду промисловості саме її позитивна динаміка нівелювала негативний вплив промисловості й, у результаті, забезпечила незначний позитивний приріст ВВП у 2Q12 р. (тісний зв'язок роздрібної торгівлі й ВВП доведено відповідною парною та багатофакторною регресією у сукупнос-
ті з іншими факторами впливу). У цілому, за підсумками 2012 р. приріст обсягів роздрібної торгівлі склав 13,7% у порівнянні з 2011 р. (рис. 2).
Окрім промисловості та торгівлі, за допомогою другої моделі багатофакторної регресії було визначено, що на приріст ВВП також найбільш тісно впливають доходи населення та розміри державного боргу. Що стосується розмірів державного боргу, то даний факт виглядає логічним, оскільки боргове навантаження спричиняє спрямування частини видатків саме на погашення існуючих видатків, фактично зменшуючи розміри потенційних державних витрат на економіку, освіту, соціальну сферу тощо.
Безумовним виглядає й той факт, що доходи населення є відображенням рівня суспільного добробуту й джерелом майбутніх інвестицій, тому і в даному випадку логічним виглядає тісний зв'язок приросту доходів населення з темпами економічного зростання.
Варто зауважити, що в побудованих моделях не враховано індекс сільськогосподарського виробництва, оскільки відсутня база порівняння як така, враховуючи сезонність даної сфери економіки. Але зауважимо, що й тут стався спад у річному вираженні до -4,5% (19,9% приросту у 2011 р.), що безумовно також справило негативний вплив на динаміку ВВП у 2012 р.
Отже, спираючись на результати економіко-мате-матичного моделювання, за допомогою якого було проаналізовано динаміку економіки України в умовах посткризового відновлення, зробимо такі висновки в контексті реалізації бюджетної та грошово-кредитної політики в напрямку забезпечення сталого економічного розвитку в подальшому. В умовах високої залежності від коливань кон'юнктури світового ринку, особливо
9 '0 9 '0 9 '0 9 '0 0 0 0 0 fN fN fN fN
в. к в. к CM в. к m в. к 4 в. к в. к гм в. к m в. к 4 в. к в. к гм в. к m в. к 4 в. к в. к CM в. к m в. к 4
і і Динаміка реального ВВП (щоквартально), % до п.п.
----- Індекс промислового виробництва, % до п.п.
----- Експортна ціна вітчизняного прокату, дол. США (пр. шк.)
Рис. 1. Залежність реального ВВП від темпів розвитку промисловості [4] та експортних цін на вітчизняний прокат [6]
ринку сталі як екзогенного фактору, вдосконалення потребують інші сфери макроекономічної політики, що, виходячи з моделі багатофакторної регресії, справляють визначальний вплив на зростання обсягів ВВП.
Згідно з даними табл. 9 видатки на економічну діяльність посіли третє місце серед бюджетних пріоритетів минулого року (без урахування компенсації НАК «Нафто-газ України» різниці між цінами закупівлі імпортованого
*
см
*
т
*
'її
*
см
*
т
*
*
см
*
т
*
'її
*
см
*
т
*
Динаміка реального ВВП (щоквартально), % до п.п. Індекс промислового виробництва, % до п.п. Динаміка обсягів роздрібної торгівлі, % до п.п.
Рис. 2. Залежність реального ВВП від темпів розвитку промисловості та роздрібної торгівлі [4]
Одним із інструментів в рамках бюджетної політики є державні видатки. Недивно, що економіко-мате-матичне моделювання не показало тісного взаємозв'язку між обсягами державних (бюджетних) видатків і динамікою ВВП (див. табл. 1), адже ефективність державних видатків досить низька (табл. 9).
природного газу та його реалізацією) та в 2012 р. за зведеним бюджетом зросли порівняно з 2011 р. на 5,8%. При цьому вони були спрямовані на фінансування проектів будівництва, транспорту, ЄВР0-2012, а також на дослідження й розробки в різних галузях економіки. Також, у 2012 р. помітно зросли видатки на ЖКГ до 20,1 млрд грн (у 2,3 раза)
Таблиця 9
Видатки Зведеного бюджету України в 2006 - 2012 рр., млрд грн [5]
Показник Рік
2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
млрд грн % млрд грн % млрд грн % млрд грн % млрд грн % млрд грн % млрд грн %
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
Загальнодержавні функції 19,9 11,4 24,3 10,7 30,8 10,0 33,2 10,8 44,9 11,9 49,0 11,7 54,6 11,1
Оборона 6,4 3,7 9,4 4,2 11,7 3,8 9,7 3,2 11,3 3,0 13,2 3,2 14,5 2,9
Громадський порядок, безпека та судова влада 12,7 7,2 18,4 8,1 27,1 8,8 24,3 7,9 28,8 7,6 32,4 7,8 36,7 7,5
Економічна діяльність 27,3 15,6 40,5 17,9 51,3 16,6 39,8 12,9 43,8 11,6 59,0 14,2 62,4 12,7
Охорона навколишнього природного середовища 1,6 0,9 2,2 1,0 2,8 0,9 2,5 0,8 2,9 0,8 3,9 0,9 5,3 1,1
Житлово-комунальне господарство 8,0 4,6 5,9 2,6 9,0 2,9 7,5 2,4 5,4 1,4 8,7 2,1 20,1 4,1
ЕКОНОМІКА ЕКОНОМіКО-МАТЕМАТИЧИЕ МОДЕЛЮВАННЯ
ЕКОНОМІКА економіко-математичне моделювання
Закінчення табл. 9
1 2 3 4 Б б 7 8 9 10 11 12 13 14 1Б
Охорона здоров'я 19,7 11,2 26,7 11,8 33,6 10,9 36,6 11,9 44,7 11,8 48,9 11,7 58,4 11,9
Духовний і фізичний розвиток 4,3 2,5 5,7 2,5 7,9 2,6 8,3 2,7 11,5 3,0 10,1 2,4 13,6 2,8
Освіта 33,8 19,6 44,3 19,6 61,0 19,7 66,8 21,7 79,8 21,1 86,3 20,7 101,5 20,6
Соціальний захист та соціальне забезпечення 41,4 23,6 48,5 21,5 74,1 24,0 78,8 25,6 104,5 27,7 105,4 25,3 125,3 25,4
Разом 175,3 100,0 226,1 100,0 309,2 100,0 307,4 100,0 377,8 100,0 416,9 100,0 492,4 100,0
[2]. Проте, інвестиційної віддачі як такої не було отимано,
і як уже зазначалося вище, за підсумками 2Q12 р. зафіксовано низький приріст реального ВВП у Q,2%.
У даному контексті питання скоординованості дій уряду та НБУ, як суб'єктів реалізації бюджетної та грошово-кредитної політики в Україні, полягає в підтримці оптимальних темпів зростання цін (індексу споживчих цін). Згідно з дослідженями парних регресій ІСЦ не має значного впливу на динаміку ВВП, однак теоретично доведено, що помірні темпи інфляції забезпечують підтримку економічної активності. В Україні ж, навпаки, у 2Q12 р. зафіксована дефляція ІСЦ Q,2%, яка стала наслідком жорсткої монетарної політики НБУ в умовах девальваційних очікувань та призвела до нестачі ліквідності грошових ресурсів, що, у свою чергу, вплинуло на зростання процентних ставок. У результаті цього приріст кредитування економіки за 2Q12 р. склав лише 2,2% [3] (для порівняння: 9,6% у 2Q11 р.).
Тому основною метою є забезпечення зростання ВВП в умовах підтримки низьких темпів інфляції, що мають насамперед стимулюючий вплив на економічну активність.
Іншим важливим аспектом у контексті реалізації бюджетної та грошово-кредитної політики, а також актуальним явищем в умовах розгортання другої хвилі кризи, так званої кризи державних фінансів, виглядає загрозливо зростання частки загальнодержавних видатків до Б4,б млрд грн у 2Q12 р. (на б4,Б% порівняно з 2QQ9 р., коли активно почали долатись наслідки світової фінансової кризи за рахунок зростання державних зобов'язань). Це можна пояснити тим, що в дану статтю закладено видатки на погашення існуючих боргових зобов'язань країни. Занепокоєння щодо стабільності вітчизняної фінансової системи викликає той факт, що Законом України «Про Державний бюджет України на 2Q13 рік» у рамках фінансування дефіциту бюджету передбачено нових запозичень на 135,5 млрд грн, а зобов'язань буде погашено на 81,1 млрд грн, із затвердженим дефіцитом у 5Q,5 млрд грн [1]. Окрім місцевих і зовнішніх запозичень, важливим джерелом фінансування боргових зобов'язань держави у найближчі два роки виглядає відновлення програми кредитування «stand-by» МВФ на 15 млрд дол., що, безумовно, послабить борговий тягар на бюджет, проте тенденція останніх років до збільшення державних видатків на виконання загальнодержавних функцій збережеться.
Тому орієнтація державних видатків на реалізацію інвестиційно-інноваційних проектів, від яких буде певна інвестиційна віддача й, відповідно, додаткові надходження до бюджету, позитивно вплинуть на суспільний добробут у майбутньому. Насамперед подальшої державної підтримки потребують наукоємні й технологічно складні виробництва, паливно-енергетичний, агропромисловий, металургійний комплекси. Зокрема, фінансування таких проектів на державному рівні могло б здійснюватися частково за рахунок боргових ресурсів або доходів від приватизації.
У подальшому, у рамках бюджетної політики, перед урядом постає найперше і найважливіше завданням - дотримання збалансованості бюджету. У разі невиконання даної умови існує ризик, що дефіцит державного бюджету переросте в хронічний, оскільки, як показує вітчизняна практика останніх років, від державних видатків не буває прямої інвестиційної віддачі до бюджету, а, залучаючи нерегулярні надходження (доходи від приватизації, запозичення тощо) для покриття видатків поточного бюджету, держава фактично витрачає кошти майбутніх періодів.
В умовах кризи державних фінансів надзвичайно важливим завданням макроекономічної політики держави є забезпечення зростання доходів громадян, що має поєднуватися із стримуванням видатків соціального спрямування. У 2012 р. зростання реальних наявних доходів населення та відповідне розширення його платоспроможного попиту за рахунок зростання реальної заробітної плати (14,4% до п.п.) в умовах збереження стабільності на грошово-кредитному та валютному ринку дозволили активізувати внутрішній споживчий ринок і закріпити тенденцію позитивної динаміки роздрібного товарообороту (13,7%). Однак така динаміка є загрозливою з огляду на девальваційні очікування в населення. Тому завданням НБУ є забезпечення валютно-курсової стабільності (з допущенням необхідних для стимулювання експортоорієнтованих галузей помірних темпів девальвації гривні), визначення та підтримання оптимальних розмірів процентних ставок (задля привабливості депозитних програм банківського сектора та доступності кредитних ресурсів), тоді як першочерговим завданням бюджетної політики є економічно обгрунтоване підвищення розмірів соціальних стандартів, що має індексуватися на рівень інфляції плюс зростання ВВП чи продуктивності праці (як це прийнято в більшості європейських країн і США).
Окрім цього, актуальним питанням залишається завершення пенсійної реформи із забезпеченням прозорості системи пенсійного забезпечення і соціального страхування із дотриманням соціальної справедливості через мінімальні гарантії та прийняття принципів диференціації рівнів соціальних виплат у залежності від трудового стажу та професійних ознак. Поряд із цим, зависоким видається єдиний соціальний внесок (37,6%), тому в рамках майбутніх заходів новоствореного Міністерства доходів і зборів має стати перегляд діючої ставки, що дозволить вивести частину доходів громадян із «тіні», одночасно збільшивши і надходження до бюджету й реальні доходи громадян.
ВИСНОВКИ
Таким чином, недивлячись на вищезазначені обмеженості при проведенні економіко-математичного моделювання та загальний характер представлених моделей, було визначено, в яких напрямках має відбуватися реалізація бюджетної та грошово-кредитної політики України у посткризовий період. Окрім цього, було вкотре підтверджено високу інтегрованість вітчизняної промисловості у світові сировинні ринки, що ставить під загрозу фінансову безпеку України. На даному етапі координація діяльності уряду та Національного банку України має бути спрямована на стимулювання внутрішнього попиту монетарними інструментами й оптимізацію бюджетної політики в напрямку підвищення ефективності видатків бюджету та зменшення боргового тягаря в майбутньому. ■
ЛІТЕРАТУРА
1. Про Державний бюджет України на 2013 рік: Закон України від 06.12.2012 № 5515-УІ: [Електронний ресурс]. - Режим доступу: http://zakon1.rada.gov.ua/laws/show/5515-17
2. Інформація про стан виконання Зведеного та Державного бюджетів України за 2012 рік: [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://www.minfin.gov.ua/control/ uk/publish/article?art_id=364385&cat_id=77440
3. Офіційний сайт Державного комітету статистики України [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://ukrstat. gov.ua/
А. Основні тенденції грошово-кредитного ринку України за грудень 2012 року [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://www.bank.gov.ua/control/uk/publish/ article?art_id=100361&cat_id=58038/
Б. Офіційний сайт Міністерства фінансів України [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://minfin.gov.ua/
6. Офіційний дані Bloomberg Terminal [Електронний ресурс] - Режим доступу : http://www.bloomberg.com/
7. Уемов А. И. Логические основы метода моделирования / А. И. Уемов. - М. : Мысль, 1971. - 311 c.
8. Философский энциклопедический словарь / Под ред. Ильичева Л. Ф. - М. : Советская энциклопедия, 1983. - 836 c.
REFERENCES
"Pro Derzhavnyi biudzhet Ukrainy na 2013 rik [On the State Budget of Ukraine for 2013]". http://zakon1.rada.gov.ua/ laws/show/5515-17
"Informatsiia pro stan vykonannia Zvedenoho ta Der-zhavnoho biudzhetiv Ukrainy za 2012 rik [Information on the status of implementation of the Consolidated and the State Budget of Ukraine in 2012]". http://www.minfin.gov.ua/control/ uk/publish/article?art_id=364385&cat_id=77440
"Ofitsiinyi dani Bloomberg Terminal [Bloomberg Terminal official data]", http://www.bloomberg.com/
"Osnovni tendentsii hroshovo-kredytnoho rynku Ukrainy za hruden 2012 roku [Major trends of monetary market of Ukraine for December 2012]". http://www.bank.gov.ua/control/ uk/publish/article?art_id=100361&cat_id=58038/
Filosofskiy entsiklopedicheskiy slovar [Philosophical Encyclopedic Dictionary]. Moscow: Sovetskaia entsiklopediia, 1983.
Ofitsiinyi sait Derzhavnoho komitetu statystyky Ukrainy. http://ukrstat.gov.ua/
Ofitsiinyi sait Ministerstva finansiv Ukrainy . http://min-fin.gov.ua/
Uemov, A. I. Logicheskie osnovy metoda modelirovaniia [Logical foundations of the modeling method]. Moscow: Mysl, 1971.
ЕКОНОМІКА економіко-математичне моделювання
