CC BY
43
Bulletin of Taras Shevchenko National University of Kyiv. Economics, 2018; 2(197): 49-59 УДК 330.43
JEL classification: C33, H63
DOI: https://doi.org/10.17721/1728-2667.2018/197-2/8
А. Ставицький, канд. екон. наук, доц. ORCID iD 0000-0002-5645-6758, М. Бшиченко, екон. ORCID iD 0000-0003-4657-1039 КиТвський нацiональний унiверситет iMeHi Тараса Шевченка, КиТв
МОДЕЛЮВАННЯ ВПЛИВУ ОБСЯГ1В ДЕРЖАВНОГО БОРГУ НА ЕКОНОМ1ЧНЕ ЗРОСТАННЯ КРА1Н СВ1ТУ
Розглянуто вплив обсягiв державного боргу на економiчне зростання рiзних кра/н свту. Покращено снуючий метод о^нки впливу державного боргу на економiчне зростання розвинених кра/'н 1'з використанням характеристики стабiльностi боргу та економетрично/ моделi Хансена у до- та пслякризовий nерiод. За допомогою розглянуто/ мо-делi до^джено наявнсть порогових значень для рiзних боргових змiнних у розвинених кра/нах i кра/нах 1'з низьким рiвнем доходу. За допомогою регреайного аналiзу до^джено особливостi впливу державного боргу на економiчне зростання укра/'нсько/' економки.
Ключовi слова: державний борг; економiчне зростання; порогова панельна регреая Хансена; розвинутi кра/ни; кра-/ни з низьким рiвнем доходу; Укра/на.
Постановка проблеми. При визначенн напрямку економмчного розвитку будь-якоТ держави виршальним е глибокий аналiз i ч^ке усвщомлення вах незадiяних резервiв, що мають потенцшну вигоду для держави, та передбачення загроз, яга можуть постати перед еконо-мкою у майбутньому. У цьому контекст державний борг, як дуже складне, багатогранне та рiзноспрямова-не явище, займае одне iз провщних мюць у iерархiТ пи-тань, обов'язкових до розгляду. Суверенний борг тра-дицмно отримав велику увагу як найважливший компонент макроекономiчноТ та фЫансовоТ пол^ики краТни. Дмсно, минулi фiнансовi кризи були в бтьшост випад-кiв саме борговими. Останым часом пiдвищена увага до суверенного ризику дефолту краТни з боку полiтикiв i фiнансових рингав пов'язана з усвiдомленням того, що управлшня заборгованiстю значно впливае на надй нiсть i платоспроможнiсть державного сектору та стабь льнiсть уаеТ економiчноТ системи. Рiзке збiльшення рiв-ня заборгованостi в розвинених краТнах та високий рь вень зовншньоТ заборгованостi в краТнах, що розвива-ються, посилили це сприйняття [1].
У сучасшй економiчнiй теорiТ взаемозв'язок мiж дер-жавним боргом i економiчним зростанням, як правило, е негативним. У цтому пiдкреслюеться, що зростання
боргу спричиняе зменшення майбутнього споживання, посилення тиску на бюджет у зв'язку iз виплатами вщ-сотгав за боргом, зменшення можливостей для прове-дення податкових реформ через залежнють вiд креди-торiв. У той самий час, якщо припустити, що державний борг використовуеться принаймн частково для фЫан-сування пщвищення продуктивностi капiталу, то збть-шення боргу матиме позитивний ефект до певного порогу i негативний вплив за його межами [2].
Мета статт - визначення впливу обсяпв державного боргу на економiчне зростання рiзних краТн, пошук значущих порогових значень боргових змшних, вище або нижче яких змЫюеться вплив державного боргу на економiчне зростання розвинених краТн, та краТн, що розвиваються. Окремим завданням е проведення ана-лопчного дослiдження для економки УкраТни.
Для аналiзу управлЫня боргом важливо проаналiзу-вати юторю його накопичення, розглянути причини його зростання чи падЫня у той чи шший час. Для цього аналiзу доцiльно роздiлити всi краТни на три групи: еко-номiчно розвиненi краТни, краТни iз низьким рiвнем доходу та краТни, що розвиваються. На рис. 1 зображено накопичення державного боргу (у стввщношены до ВВП) цих груп краТн iз ганця XIX - до початку XXI.
Рис. 1. Сшввщношення боргу до ВВП для рiзних тиniв краТн протягом 1880-2009 рр.
Джерело: [3].
Як бачимо, до ПершоТ свтовоТ вiйни коефiцieнт обся-гу заборгованостi до ВВП у краТнах з розвиненою еконо-мiкою знизився i3 45 % у 1880 р. до 29 % - у 1913 р. Ве-
личезш затрати на ведення вмни, на пюлявоенне вщно-влення привели до збтьшення коефiцieнта до 80 %. Не-довгий процес стаб^зацп свiтового боргу закiнчися
© Ставицький А., Бшиченко М., 2018
у 40-х рр. минулого столптя. Коли пiд час ДругоТ свiтовоí вiйни краТни починають фшансувати вiйськовi витрати за рахунок зовшшых та внутрiшнiх запозичень, обсяг боргу ст^мко зростае та досягае свого максимального значен-ня за весь перюд - майже 150 % до ВВП. Перюд iз 80-х рр. минулого сторiччя характеризуемся поступовим зростанням боргiв, обсяг яких рiзко збiльшився в останнi 20 роюв. Наприклад, лише за 2017 р. загальносвггова потреба у фшансуваны дефiцитiв бюджетiв краТн свiту становила 2,7 трлн дол США, що збшьшило свгговий борг на 3,6 % свппвого ВВП.
Для краТн iз низьким рiвнем доходу та краТн, що роз-виваються, динамка стввщношення боргу до ВВП е до-волi схожою. Головною особливютю цих краТн е те, що у струю^ державного боргу найбшьшу частину станов-лять саме зовншы запозичення, оскiльки такi краТни за-звичай не мають власного фЫансового ресурсу для роз-витку та отримують його за рахунок Ыоземних надхо-джень. Зростання зовнiшнього боргу краТн, що розвива-ються, спонукав Паризький клуб та Ыших кредиторiв ро-зробити в 1996 р. рамки для надання специально'!' допо-моги бiдним краТнам iз великою заборгованютю (Н1РС). Основною метою У^ативи Н1РС уважаеться скорочення заборгованостi бщних краТн до сталого рiвня, що дозволить Тм уникнути процесу повторноТ реструктуризацп заборгованостi. На основi цього, ученi припускають, що емтричш оцiнки впливу розмiру боргу на зростання у цих двох групах краТн можуть в^знятися [4].
Якщо розглянути процес накопичення державного боргу в УкраТш, то можна виокремити дектька перiодiв. 1з 1991 р. до першоТ половини 1994 р. вщбувалося практично безсистемне утворення i нагромадження боргу (залучалися прямi кредити НБУ, надавались уря-довi гарантп щодо iноземних кредитiв украТнським пщп-риемствам). 1з другоТ половини 1994 р. до першоТ поло-вини 1997 р. поряд iз продовженням борговоТ полiтики попереднiх рокiв активiзувалися зв'язки з мiжнародними
et
100
Q.
ю SO 2
£ so й sS
то
Э
£ -20 g
b -40
Джерело: складено авторами на основ! даних [6; 7].
Коли у 2008 р. розпочалася фшансова криза, дер-жавний борг почав дуже швидко накопичуватись (рис. 3). Вщношення сукупного боргу до ВВП краТн зони евро досягло свого пку в 2014 р. на рiвнi 94,5 % (порiв-
фшансовими органiзацiями, що на фонi скорочення ВВП призвело до зростання зовншнього боргу на 56 %. 1з другоТ половини 1997 р. унаслщок азiйськоТ фшансо-воТ кризи спостер^алось зростання зовнiшньоТ заборго-ваностi, i у 2000 р. державний борг УкраТни досягае 48 % вщ ВВП. Протягом 2001-2007 рр. прямий державний та гарантований державою борг поступово змен-шуеться до 12,2 % ВВП унаслщок ст^мкого економiчно-го зростання, викликаного припливом закордонних н вестицiй. Перiод iз 2008 по 2013 рр. характеризуеться фшансовою кризою лiквiдностi, падiнням експортноТ виручки, вiдновленням спiвпрацi iз МВФ та поступовим зростанням боргу. 1з 2014 р. унаслщок початку военних дш, розвалу економiчних зв'язкiв, вщпливу iнвестицiй вiдбуваеться рiзке збiльшення зовншнього боргу пере-важно за рахунок фшансування МВФ, СС, США, СБРР та iнших кредиторiв [5].
Остання криза суверенного боргу з ТТ епщентром в Сврозонi рiшуче оживила обговорення щодо економiч-них наслщгав накопичення великих обсягiв державного боргу. Проблеми ринку, пов'язан iз фшансовою стмкю-тю в уразливих краТнах зони евро, виросли й пошири-лися на iншi краТни, посилюючи стурбованють тим, що високий рiвень державного боргу сповiльнюе темпи економiчного зростання.
У роки до початку борговоТ кризи багато краТн Свро-зони не скористалися сприятливою економiчною ситуа-цiею для створення бюджетних резервiв. У той же час, значн падiння вiдсоткового тягаря напередодн i в пер-шi роки економiчного й валютного союзу (ЕВС) були в основному використан для збшьшення державних ви-трат, а не для зниження загального дефщиту бюджету та державного боргу. Таким чином, нав^ь у перюд еко-номiчного пiднесення до кризи не було тенденцп до зниження високих коефiцiентiв державного боргу до ВВП (див. рис. 2).
няно iз 68,5 % у 2007 р.). Лише 5 iз 19 краТн зони евро мали коефiцiенти заборгованост нижче еталонного значення у 60 % [8].
.........................................Борг до ВВП станом на инець 2007
Змшиу вщношенн! протягом 2000-2007 роюв ■ Критичне значения
N¡1111111".........
т
& & & & Jf & & ш # # # ^
SSjy VVJ/У V ^У///
/// ^ «vv
Рис. 2. Змша рiвня сniввiдношення державного боргу до ВВП протягом 2000-2007 рр. у кражах £С
¡ШШ:Борг да ВВП станом нашець2015
Рис. 3. Змша рiвня заборгованостi в Cврозонi протягом 2008-2015 рр.
Джерело: складено авторами на основi даних [6, 7].
Вщповщь еврозони власному високому р1вню забо-ргованост1 була так звана бюджетна консол1дац1я ("жо-рстка економ1я"). Анал1з МВФ [9] показав, що фюкальна консол1дац1я щодо зниження вщношення державного боргу до ВВП працюе, коли доповнюеться або стиму-люючою внутр1шньою пол1тикою (яка знец1нюе валют-ний курс), або сильним зовншым попитом. У еС не було жодного 1з цих фактор1в.
Пор1вняльний анал1з показуе, що у кражах, де фь нансова криза суттево вплинула на основн1 макроеко-
Таблиця 1. Порiвняльний аналiз наслiдкiв фiскальноT консолiдацiT у краТнах Свропи протягом 2007-2012 рр.
ном1чн1 показники держави (1сланд1я або 1рланд1я), були необхщш суттев1 ф1скальн1 заходи консол1дац1Т. Тага кражи, як Н1меччина, Бельг1я, Нщерланди постраждали менше, що знайшло вщображення в 1'х в1дносно низьких заходах консолщацп [10]. До того ж, пор1вняльний ана-л1з даних табл. 1 загалом пщтверджуе думку про те, що велик! обсяги заборгованост1 розвинених кра'н ведуть до зниження р1вня економ1чного зростання.
Кра1на Рiст ВВП, % Загальний державний дефцит / профцит (% ВВП) Державний валовий борг (% ВВП)
2007 2008 2009 2010 2011 2012 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2007 2008 2009 2010 2011 2012
Бельпя 2.9 1.0 -2.8 2.4 1.8 -0.3 -0.1 -1.0 -5.6 -3.8 -3.7 -3.9 84.1 89.3 95.8 96.0 98.0 99.6
Нiмеччина 3.7 3.3 1.1 -5.1 4.2 0.7 -1.6 0.2 -0.1 -3.2 -4.3 0.2 68.1 65.2 66.7 74.4 83.0 81.9
Естонля 7.5 -4.2 -14.1 3.3 8.3 3.2 2.4 -2.9 -2.0 0.2 1.0 -0.3 3.7 4.5 7.2 6.7 6.0 10.1
lспанiя 3.5 0.9 -3.7 -0.3 0.4 -1.4 1.9 -4.5 -11.2 -9.3 -8.5 -10.6 36.3 40.2 53.9 61.2 68.5 84.2
Францiя 2.3 -0.1 -3.1 1.7 1.7 0.0 -2.7 -3.3 -7.5 -7.1 -5.2 -4.8 64.2 68.2 79.2 82.3 85.8 90.2
Угорщина 0.1 0.9 -6.8 1.3 1.6 -1.7 -5.1 -3.7 -4.6 -4.2 4.3 -1.9 67.1 73.0 79.8 81.4 80.6 79.2
lрландiя 5.4 -2.1 -5.5 -0.8 1.4 0.9 0.1 -7.4 -13.9 -30.9 -13.4 -7.6 25.1 44.5 64.9 92.2 106.4 117.6
1сла1-^я 6.0 1.2 -6.6 -4.0 2.6 1.6 5.4 -13.5 -10.0 -10.1 -4.4 n/a 28.5 70.3 87.9 93.1 98.8 n/a
lталiя 1.7 -1.2 -5.5 1.8 0.4 -2.4 -1.6 -2.7 -5.4 -4.6 -3.9 -3.0 103.1 105.1 116.0 118.6 120.1 127.0
Литва 9.8 2.9 -14.8 1.5 5.9 3.7 -1.0 -3.3 -9.4 -7.2 -5.5 -3.2 16.8 15.5 29.3 37.9 38.5 40.7
Голандiя 3.9 1.8 -3.7 1.6 1.0 -1.0 0.2 0.5 -5.6 -5.1 -4.7 -4.1 47.4 45.3 58.5 60.8 62.9 71.2
Норвегiя 2.7 0.0 -1.7 0.7 1.4 3.1 17.5 18.8 10.6 11.2 13.6 n/a 51.5 48.2 43.5 43.7 29.0 n/a
Словения 7.0 3.4 -7.8 1.2 0.6 -2.3 0.0 -1.9 -6.0 -5.7 -6.4 -4.0 23.1 22.0 35.0 38.6 46.9 54.1
Великобританiя 3.6 -1.0 -4.0 1.8 0.8 0.3 -2.7 -5.0 -11.5 -10.2 -8.3 -6.3 44.4 54.8 69.6 79.6 85.7 90.0
Примаки: n/a - данi вiдсутнi.
Джерело: [10].
Протягом останых двох десятил1ть тягар зовншньоТ заборгованост1 багатьох краТн, що розвиваються i3 низь-ким i середнiм рiвнем доходу, значно зб^ьшився. Тому управлiння саме цieю складовою державного боргу мае бути одыею iз головних задач урядiв цих краТн. Саме тому в цм роботi був проведений аналiз впливу зовншнього боргу на економiчне зростання краТн, що розвиваються.
Необх1дно визначити причинно-наслщков1 взаемоз-в'язки державного зовншнього боргу з 1ншими економь чними явищами. Величина державного зовншнього боргу перебувае в обернешй залежност1 вщ зростання експортних операц1й, первинних доход1в, одержаних 1з-за кордону, профщиту плат1жного балансу, ном1нально-го та реального валютного курсу при прямому котиру-
ванж, посилення негативних очкувань шоземних фiрм i домогосподарств щодо розвитку економки власно' краТни. TaKi теоретичнi взаемозв'язки пiдтверджуються на практицк Наприклад, унaслiдок зростання курсу валют колумбмського песо в перюд i3 1995 по 2000 рр. майже на 150 %, стввщношення зовнiшнього боргу до ВВП у Колумби за цей перiод виросло майже у 2 рази [11].
Велик обсяги зовшшшх боргових зобов'язань мо-жуть створювати певнi очкування, якi сповiльнюють економiчне зростання. До них можна вщнести можли-вють реструктуризaцiï зaборговaностi та можливiсть фшансування обслуговування боргу за рахунок ш-фляцшного податку чи скорочення виробничих держа-вних iнвестицiй [12].
На сучасному етап неможливо знайти державу, що може функцюнувати й розвиватися без внутршшх чи зовнiшнiх борпв. Тому в остaннi роки необхщною умовою економiчного зростання та стабшьносл всieï економiчноï системи кра'ни е досягнення оптимальних розмiрiв державно!' заборгованосл й належне упрaвлiння державним боргом. До того ж, накопичення державного боргу в рiз-них кра'нах мае сво' особливостi, проте для схожих за економiчним розвитком кра'н загальна динaмiкa цього процесу схожа. Тому доцшьно розглядати вплив державного боргу на економiчне зростання для економiчно розвинених кра'н та кра'н, що розвиваються, окремо.
Анашз останжх дослiджень i публтацш. З теоретично!' точки зору моделi неокласичного й ендогенного зростання вказують на те, що державний борг негативно впли-вае на довгострокове зростання за рахунок стандартного ефекту витюнення [13]. Також негативним наслщком висо-кого рiвня боргу е невизнaченiсть, що призводить до негативних майбутых оч^вань, таких, як високий рiвень май-бутньо' шфляцп i фiнaнсових репреай [14].
У той же час практичн розрахунки не пiдтверджують повною мiрою теоретичнi висновки. Наприклад, у робол [15] для 24 промислово розвинених кра'н у перiод iз 1970 по 2002 рр. не виявлено статистично значущо' зaлежностi мiж валовим державним боргом та зростанням ВВП на душу населення. Майже такий самий ви-сновок мютиться у робол [16], де на основi дослiджень 1790-2009 рр. виявлена слабка залежнють мiж вало-вим державним боргом i зростанням ВВП на душу на-селення, якщо борг не перевищуе 90 % ВВП. Проте для боргу, що перевищуе 90 % вВп, середне зростання ВВП на душу населення падае на 1 % порiвняно iз кра'-нами, що мають менший вщсоток боргу.
У сво'х емпiричних дослiдженнях Е. Бaльдaччi та С. Кумар [17] довели, що мiж рiвнем державного боргу та вщсотковими ставками юнуе U - подiбнa зaлежнiсть. Проте Е. Альпер i Л. Форш [18] установили, що для не-однакових за розвитком кра'н ця залежнють е рiзною. Вони стверджували, що для розвинених ринюв зростання ставок починаеться, якщо вщношення 'хнього боргу до ВВП перевищуе 77,5 %, для нерозвинених кра'н це вщношення мае перевищувати 50 %.
Надзвичайно потужне дослщження МВФ [19] щодо впливу боргу на економiчне зростання було проведено пюля фшансово' кризи. У цiй робол дослщжуеться се-реднiй вплив державного боргу на рiвень зростання ВВП на душу населення у 12-ти кра'нах зони евро протягом майже 40 рогав, починаючи iз 1970. У процесi aнaлiзу було визначено, що такий вплив буде нелшм-ним, що означае наявнють певно' точки розвороту: до досягнення ^е' точки вплив боргу е позитивним, пюля не' - економiчне зростання гальмуеться. Дослщження визначило, що шкщливий вплив на довгострокове зростання починаеться, коли державний борг досягае приб-лизно 90-100 % вщ ВВП. У той же час довiрчi штервали
для ^е' точки е досить широкими - близько 20 % вщ ВВП. Таким чином, довiрчi штервали для поворотно' точки боргу говорять про те, що негативний вплив заборгованосл на економiчне зростання може початися вже на рiвнi близько 70-80 % ВВП, що вимагатиме про-водити бшьш обережну полiтику щодо зaборговaностi урядами цих кра'н.
До остaннiх дослiджень, якi тюно пов'язaнi з викори-станням нелшшного пiдходу, а саме з методолопею порогово' нелiнiйноï панельно' регресп, вщносять робо-ти Т. Чанга i Г. Чiaнг та С. Секчел. Так, Т. Чанг i Г. Чiaнг проaнaлiзувaли вибiрку iз 15-ти кра'н OECD за перiод 1990-2004 рр. Використовуючи панельну порогову модель Хансена вони знаходять два граничних значення вщношення боргу до ВПП - 32,3 % i 6б,25 %. Цкаво, що вплив боргу е позитивним та значущим у вах трьох режимах [20]. С. Секчел використали вибiрку iз 18-ти кра'н OECD за перюд 1980-2010 рр. i отримали шше поро-гове значення коефiцiентa державного боргу до ВВП у 85 %. Причому, за умови, що значення цього коефiцiен-та перевищуе пороговий рiвень, державний борг почи-нае негативно впливати на економiчне зростання [21].
К. Дрегер i Г. Реймерс проaнaлiзувaли вплив слйко' та нестiйкоï заборгованосл на економiчне зростання. Виходячи iз рiчних мaкроекономiчних даних 12-ти кра'н Сврозони, вони показали, що неслйга борговi режими негативно впливають на короткострокове економiчне зростання, а рiвень зaборговaностi у стiйкому режимi не мае ютотного впливу [22]. У той же час, Н. Антонакакю, фунтуючись на aнaлiзi даних 12-ти кра'н зони евро за перюд 1970-2013 рр., показав, що стабшьний та неста-бiльний режими державного боргу нижче 60 % до ВВП забезпечують позитивне економiчне зростання. Проте, нижче 90 % тшьки стабшьний борг позитивно вливае на економiчне зростання [23].
Теоретична лп"ература передбачае, що зовншн за-позичення мають позитивний вплив на швестицп та зростання до певного порогового рiвня, за межами якого цей вплив набувае негативного характеру [24]. Звертаючись до емтричних дослщжень, можна виокремити галька робп", де було пщтверджено негативний зв'язок мiж рiв-нем зaборговaностi й економiчним зростанням. Так, Б. Клемент, Р. Бaтaчaрiя та Т. Нгуен зосереджувались на кра'нах iз низьким рiвнем доходу й показали, що гранич-ний ефект боргу стае негативним, коли вщношення номь нального боргу до ВВП перевищуе 50 %, а вщношення чисто' приведено' вартосл боргу до ВВП - 20-25 % [25].
Нелшмна залежнють мiж обсягами зовншнього боргу та економiчним зростанням була пiдтвердженa у робол К. Патллло. Використовуючи стaтистичнi дан 93 кра'н, що розвиваються, за перюд 1969-1998 рр. було виявлено, що вплив зовшшньо' заборгованосл на зростання ВВП на душу населення стае негативним, коли вщношення чисто'' приведено'' вартосл рiвня заборгованосл до експорту стае вищим за значення у 160-170 %, а до ВВП - вищим за значення у 35-40 % [26].
Зазначимо, що моделювання державного боргу про-водилося також багатьма вп"чизняними вченими. Зокре-ма, З. Луцишин i А. Бортнк розробили економко-математичну модель управлшня державним боргом на основi прогнозування мaкроекономiчних показнигав [27]. В. Вплинський дослщив детермшовану ситуацю фшан-сування бюджетного дефщиту за рахунок державних запозичень [28]. Цкавим е дослiдження Т. Богдан та I. Богдан, яга розробили економко-математичну модель, що дае змогу оцнювати вплив державних запозичень i рiвня державного боргу на темпи зростання реального ВВП. Так, на основi квартальних даних за 2007-2012 рр., вони показали, що пщвищення розмiру валового зовнш-
нього боргу Укра'ни на величину, екв1валентну 1 % ВВП, у середньостроковому перюд1 призводить до зниження темп1в зростання реального ВВП на 0,09 % [29].
Методолопя. Загалом, для проведення цього дос-л1дження було використано порогову регресмну модель, запропоновану Хансеном для панельних даних [30]. Процедура оцшки коефщ1ент1в за цим пщходом включае в себе ктька стад1й. Спочатку проводиться сер1я оц1нок регреси звичайним методом найменших квадрат1в для кожного порогового значення з певного обмеженого набору чисел. Кожна оцшка суми найменших квадрат1в збер1гаеться. На наступному етат ви-бираеться таке порогове значення, яке м1н1м1зуе суму квадрат1в залишшв.
Дал1 отримане значення оц1нюеться на значущють на основ! г1потези, запропоновано''' Хансеном. В1дбуваеться перев1рка доц1льност1 введення у модель двох окремих зм1нних для кожного 1з режим1в (перша зм1нна набувае значення 1, коли сп1ввщношення боргу до ВВП вище певного порогового значення, а друга зм1нна набувае значення 1, коли це сп1ввщношення менше порогу). Ну-льова г1потеза може бути описана р1внютю коеф1ц1ент1в р1зних режим1в пороговой' зм1нноТ. Детально в1дпов1дна процедура перев1рки г1потези наведена у прац1 Хансена [30]. Розглянемо окремо модел1 для розвинених кра'''н, кра'н, що розвиваються, та ситуацю з Укра'ною.
Для дослщження впливу боргу на економ1чне зростання розвинених кра'н було поеднано методологю пороговой' панельноТ регреси та характеристику стабь льност1 державного боргу. Такий пщхщ у вищезгаданих роботах не застосовувався. Також, бтьшють юнуючих досл1джень застосовували виб1рку докризового перюду, тобто до 2008-2010 рр. У цш робот1 буде проанал1зова-но вплив боргу на виб1рц1 за два пер1оди - 1991-2006 та 1991-2015 рр., що дозволить простежити можлив1 зм1ни впливу р1зних режим1в боргу на економ1чне зростання у до- та пюлякризовий перюд.
Спочатку необхiдно формалiзувати визначення ста-бiльностi боргу. Стiйке або стабтьне спiввiдношення державного боргу до ВВП залежить вiд макроекономiч-них умов, пов'язаних iз номiнальною вщсотковою ставкою, зростанням ВВП i державним бюджетом. Напри-клад, якщо номiнальна вiдсоткова ставка перевищуе номЫальне зростання ВВП, вiдношення боргу до вВп буде стiйким до тих шр, поки первинний профiцит пок-риватиме рiзницю мiж вiдсотковою ставкою i зростанням ВВП. Таким чином, згщно iз працею К. Дрегера та Г. Реймерса [22], вщповщну залежнють можна описати таким рiвнянням (zt = 1 позначае нестабтьнють боргу):
z [1, якщо -Pt <(( -yt)dt t [ 0, в Ышому випадку, де pt - стввщношення первинного профiциту чи дефь циту бюджету до ВВП, it - номiнальна вiдсоткова ставка, yt - щорiчний прирют ВВП, dt - спiввiдношення боргу до ВВП.
Отже змЫш, що позначають спiввiдношення стабь льного та нестабiльного боргу до ВВП вище та нижче певного порогового значення, можна описати такими рiвняннями:
= dt (1 - zt )l (dt > d *) ; = ditznl (dit > d *); = dn (1 - zn )l (dn £ d *); = dzl (dit £ d *) ;
dfbt) означае стшкий рiвень боргу вище (ниж-
.1ва1
,jnsat dit
wsbt ,
nsbt dit
де d.
че) певного порогового значення, а
dnsat (dtnsbt) -
не-
стiйкий рiвень боргу вище (нижче) певного порогового значення.
Тодi базова збалансована нединамiчна панельна модель може бути записана у такому виглядк
y/,t+1 = aX/t + ß1dlat + ßiditsat + ß3df + ß4ditsbt + Ui + n + et
(1)
де У/+1 - залежна зм1нна, яка означае економ1чне зростання, тобто рют ВВП, иI - фксоваш ефекти для кож-но' кражи, у( - ф1ксован1 ефекти для кожного року, X -
sat dnsat о¡sbt
it
it
d\
nsbt it
набiр пояснювальних змЫних, d/t
змiннi, що позначають певний режим стабтьного чи нестабiльного стввщношення боргу до ВВП. Оцiнити цю модель можна за допомогою пщходу, запропонова-ного Хансеном [30]. Як пояснювальн змiннi було обра-но: валове нагромадження основного катталу у вщсот-ках до ВВП (gfcf), темпи зростання населення (pop.growth), державний дефщит/профщит бюджету у вiдсотках до ВВП (gov_bal) для контролю впливу подат-
ково-бюджетноТ полiтики, довгострокова реальна вщсо-ткова ставка (LTi) для контролю впливу фюкально-грошовоТ полiтики, сальдо поточного платiжного балансу у вщсотках до ВВП (CA.bal).
Для краТн iз низьким рiвнем доходу, як зазначалось ранiше, доцтьно аналiзувати можливий граничний вплив зовнШнього боргу окремо на краТни, що е учас-никами iнiцiативи HIPC та ^i краТни, що розвиваються. Отже, можна визначити базове рiвняння, що буде основою економко-математичноТ моделi та буде оцЫе-не у випадку юнування одного порогового значення стввщношення зовнiшнього боргу до ВВП:
Ун = ßXit + gditl (dit £ d) + gditl (dit > d) + ui + П + et
(2)
де yt - щорiчний прирют ВВП, üi - фксоваы ефекти для кожноТ краТни, nt - фасован ефекти для кожного року, X - набiр пояснювальних змЫних, dit - змiнна, що означае рiзнi види зовнiшнього боргу, d - певне
y/t = ßX/t + 71d/tl (d/t £ d1) + g2ditl (d1
де d1 та d2 - менше та бiльше порога значення.
Для дослiдження моделi краТн, що розвиваються, був визначений вщповщний набiр пояснювальних змш-них: дохщ на душу населення минулого перюду
порогове значення, l (■) - Ыдикативна функцiя, яка набувае значення 1, коли виконуеться вщповщна нерiв-нiсть.
При дослiдженнi наявност двох порогових значень будемо використовувати таке рiвняння:
d/t £d2 ) + g3d/tl (d/t >d2 ) + üi + nt + e/t (3)
(log(income(-1))), темпи зростання чисельност населення (pop_ growth), iнвестицiТ у вщсотках до ВВП (inv), темпи росту експорту (exp_vol), сальдо бюджету до ВВП (fisc_bal) та вiдкритiсть торгiвлi як сума експорту й
iMnopTy стосовно ВВП (openness). З теоретично! позицп Koe0iqieHT доходу на душу населення минулого перюду матиме вщ'емне значення, що вщображае ефект конве-ргенцií. Коефiцieнт зростання чисельносл населення також буде вщ'емним, а коефiцieнти при iнвестицiях -додатним. ЗмЫна темпiв зростання експорту вщображае зовшшш шоки та повинна мати додатний знак з теоретичного погляду. Фюкальна змЫна повинна мати додатний коефiцiент, що вщображае позитивний вплив макроекономiчноí стабiльностi на економiчне зростання. Вiдкритiсть торгiвлi означае пiдвищення продуктив-ностi виробництва за рахунок передання знань, вщпо-вiдний коефiцiент повинен бути додатним.
Для того, щоб зробити це дослщження порiвняним iз попереднiми, було обрано чотири стввщношення у виглядi боргово! змiнноí для моделi краш, що розви-ваються: вiдношення загального обслуговування боргу до ВВП (tds.gdp), обслуговування зовшшнього боргу до експорту (tds.exp), загальний зовнiшнiй борг до ВВП (dst.gdp) i спiввiдношення зовшшнього боргу до експорту (dst.exp).
У цм роботi також було дослщжено iснyвання певно-го боргового порогу, пюля якого економiчне зростання економки Укра'ни може сповiльнюватись. Оскiльки модель для краш iз низьким доходом розрахована саме на панельн дат ктькох краш, то в цьому випадку вико-ристання ii для однiеí кра'ни може не дати значущих результалв. У такому випадку використаемо квадрати-чну залежнють змiнноí боргу, що позначатиме спадний ефект накопичення боргу на економiчне зростання. Тодi модель набуде вигляду:
yt = bXt + ndf + 72dt + e, (4)
де yt - щорiчний прирiст ВВП, X - набiр пояснюваль-них змiнних, dt - змшна, що позначае рiзнi види зовнь
шнього боргу.
Маючи емпiрично оцiненy значущу модель, спрогно-зуемо економiчне зростання Украши до 2020 р. на основi прогнозiв основних макроекономiчних показнигав Мшю-терства економiчного розвитку i торгiвлi та МВФ [6; 31].
Результати. Для дослщження впливу боргу на еко-номмчне зростання розвинених кра'н було обрано вибiр-ку iз 15-ти краТн за перюд 1991-2015 рр. До цieí вибiрки увiйшли 11 краíн СО (Авст^я, Швейцарiя, Норвегiя, Велика Британiя, Фiнляндiя, Португалiя, lталiя, Францiя, lспанiя, Гре^я, Бельгiя) та чотири розвиненi кражи з шших частин свiту (Австралiя, Канада, Японiя та Нова Зеландiя). Данi були отриманi iз бази даних Свропейсь-ко''' комiсií АМЕСО й доповненi базою даних МВФ [6; 7]. Тести на стацюнарнють Мандала-Ву та Левiна-Лi-Чу показали, що вщповщш часовi ряди е стацюнарними, а значить не потребують додатково''' трансформаци.
Оцiнюючи регресiю за формулою (1) за 19912006 рр., було знайдено порогове значення стввщношення боргу до ВВП, що становить 70,4 %. Надмний 95-вщсотковий штервал для цiеí оцiнки становить 68 % (нижня межа) та 74 % (верхня межа). Оскшьки критич-ний штервал е доволi вузьким, а гiпотеза про рiвнiсть коефiцiентiв при рiзних режимах боргу вщхиляеться, то знайдене порогове значення е стшким та значущим.
Значення R2 дорiвнюе 0,26. Це доволi типова ситуа-цiя для панельних регресш. Модель е адекватною, що пщтверджуе значення F-статистики, p-value якого е меншим за 0,01. Пюля позбавлення вщ незначущих змiнних, отримали результати оцшки коефiцiентiв у табл. 2. Бачимо, що вс змшш мають очiкуванi з теоретично'' позицп знаки, за винятком державного бюджету. Це можна пояснити тим, що багато кра'н Свропи мали дефщит бюджету i все одно забезпечували високий рiвень росту власних економк. Знаки коефiцiентiв при змшних боргу теж е очiкуваними. Так, якщо значення боргу до ВВП менше за порогове у 70 %, то це сприяе росту економки, причому стабшьний борг забезпечував майже на 70 % рют бiльший, шж нестабiльний. КоефЩь енти при змшних нижче порогового значення, е значу-щими на рiвнi 99 %. Отже, прирiст 1 % боргу до ВВП до порогового значення у 70 % забезпечуе щорiчний при-рют економiки у 0,06 % за умови стабшьносл боргу, та у 0,034 % за умови, що борг е нестабшьним. У той же час, коефiцiенти при змшних боргу, що е вищим за порогове значення, е незначущими, тому за такого рiвня заборгованосл неможливо видтити единий вплив боргу на економiчне зростання для розвинених кра'н.
Таблиця 2. Результати оцшки панельноТ регресм для розвинених краТн у nерiод 1991-2006 рр. i порогового значення у 70,4 %
Coefficients Estimate Std.Error t-value Pr(>|t|)
gov bal -0.1253 0.0362 -3.4554 0.0007
LTi -0.3043 0.0552 -5.5154 0.0000
CA.bal 0.1401 0.0373 3.7552 0.0002
debt sbt 0.0596 0.0148 4.0365 0.0001
debt nsbt 0.0337 0.0088 3.8158 0.0002
Ефект для кожного року Так
Ефект для кожноТ краш Так
Джерело: розроблено авторами.
Тепер оцшимо те саме рiвняння (1), але для часового перюду iз 1991 по 2015 рр. У даному випадку було знайдено порогове значення у 65 % та вщповщний 95-вщсотковий надмний штервал: 63 % - нижня межа та 68 % - верхня межа. Перевiрка ппотези показало р-value менше за 0,01, а значить порогове значення е статистично значущим, а змшну боргу до ВВП треба розглядати як двi окремi змшш: одна, що позначае всi значення боргу вище порогу, шша - менше порогу.
Ця модель також е адекватною, проте значущють и менша, оскiльки значення R2 дорiвнюе 0,17. Результати
оцiнки коефiцiентiв панельно' регресс iз пороговим зна-ченням 65 % для розвинених кра'н протягом 19912015 рр. наведено у табл. 3. Знаки коефiцiентiв мають очкуваш з теоретично' позицп знаки, окрiм показника державного бюджету. У даному випадку це можна пояс-нити аналопчно минулм модели тобто навiть за наявно-сл дефiциту бюджету розвиненi кра'ни забезпечували достатн темпи економiчного зростання. Це пщтверджуе i порiвняльний аналiз визначених показнигав у табл. 1.
Таблиця 3. Результати оцшки регресм для розвинених краТн у перюд i3 1991-2015 рр. i порогового значення у 65 %
Coefficients Estimate Std.Error t-value Pr(>|t|)
gov bal -0.1356 0.0377 -3.5983 0.0004
LTi -0.1427 0.0395 -3.6096 0.0004
CA.bal 0.2412 0.0390 6.1855 0.0000
debt nsat -0.0229 0.0040 -5.6575 0.0000
debt sbt 0.0248 0.0130 1.9081 0.0572
debt sat -0.0169 0.0053 -3.1795 0.0016
Ефект для кожного року Так
Ефект для кожноТ краТн Так
Джерело: розраховано авторами.
Бачимо, що в даному випадку на рiвнi 99 % значущи-ми виявились змЫы, що позначають борг вище порогового рiвня. Причому, вщповщно до абсолютних значень |'х коефiцieнтiв, прирiст спiввiдношення нестабiльного боргу до ВВП на 1 % вище порогового рiвня у 65 % за-безпечуе падiння економiки на 0,023%, а стабшьного боргу - 0,017 %. Таким чином, стабшьнють боргу е важ-ливою ознакою, що забезпечуе рiзницю в рiвнях економь чного розвитку: у кра'''нах, де рiвень боргу е вищим за порогове значення i не стабшьним, падiння економiки на 30 % бшьше, нiж у кражах, де цей борг е стабшьним. У той же час, змЫна стабшьного боргу, що нижче порогового рiвня, е значущою на рiвнi 90 %, та значення вщпо-вiдного |'й коефiцiента говорить про позитивний ефект такого боргу на економiчне зростання: прирiст стввщно-шення державного боргу до ВВП на 1 % забезпечуе в середньому щорiчно зростання економiки на 0,025 %.
Таким чином, можна дшти висновку, що за перюд, який охоплюе економiчну кризу, вщбулись деякi змiни впливу боргу на економiчне зростання. Важливо зазна-чити, оскшьки наявна фiктивна змiнна для кожного року, то загальний ефект бiзнес-циклiв був урахований саме у шй, тому можна визначити вплив змжи боргу на економiчне зростання в чистому виглядк Порогове значення зменшилось на 5 %, що можна вважати доволi несуттевою змiною. Бачимо, що у моделi на всьому часовому промiжку значення коефiцiента стввщношен-ня стабшьного боргу до ВВП, меншого за 65-70 %, зменшилось iз 0,06 до 0,025. Це говорить про те, що у бшьшосл кра'нах у кризовий та посткризовий перюд вплив боргу на зростання економки зменшився, нав^ь за умов стабшьного низького боргу. До того ж, статис-тично значущими змжними на промiжку 1991-2015 рр. стали змжы, що показували борг вище порогового рiв-ня, у той час як протягом 1991-2006 рр. у моделi значущими були змжы боргу нижче порогового рiвня. 1з цього аналiзу загалом можна зробити висновок, що уряд розвиненоТ кражи мае втримувати спiввiдношення боргу до ВВП у межах 65-70 %, забезпечуючи таким чином найбшьше економiчне зростання кра'ни.
Для розвинених кра'н було сформовано вибiрку, що охоплюе перюд 1981-2014 рр. i включае 22 кра'ни-учасницi У^ативи Н1РС та 18 кра'н, що розвиваються, якi не належать до ^е!' iнiцiативи. Для кожно' змжно!' ро-зрахованi середнi значення за три роки, щоб виключити наслщки короткострокових коливань, зберiгаючи при цьому можливють використовувати вимiрювання часових рядiв даних. Данi були взято iз рiзних баз даних Свггово-
го банку [32]. Процес оцжки проводиться за методом Хансена i е аналопчним тому, що був використаний для моделi розвинено' кра'ни. Показники парно' кореляцп мiж обраними контрольними змЫними, змiнними боргу та залежною змжною були меншi за 0,5, що може свщчити про вщсутнють мультиколiнеарностi у моделi. Тести на стацюнарнють Мандала-Ву та Левiна-Лi-Чу показали, що вщповщш часовi ряди е стацюнарними, а значить не по-требують додатково' трансформаций
Загалом, оцнюючи рiвняння (2) та (3) для боргово''' змжно''', яка позначае обслуговування боргу до ВВП та до експорту, не було знайдено статистично значущого порогового значення. Так, при оцжц рiвняння (2) перевiрка ппотези показала значення р-уа1ие близьке до 0,2 (при оцжц рiвняння (3) це значення було ще бшьше - 0,5), що свщчить про те, що навпъ на рiвнi 90 % не можна вважати це порогове значення статистично значущим. У той же час було проведено додатковий аналiз, почергово виключаючи рiзнi пояснювальн змiннi, який теж не показав статистично значущих результат. Отже, можна дй ти висновку, що обслуговування боргу у стввщношены чи до експорту, чи до ВВП, не мае певного статистичного значущого порогового значення, кожен iз режимiв якого мг характеризуватись рiзним впливом боргу на економь чне зростання. До того ж, у кожнм iз оцжених регресй них моделей коефiцiенти при змЫних боргу були не зна-чущi навiть на рiвнi 90 %. Для змжно!' спiввiдношення загального обсягу зовншнього боргу до ВВП також не було знайдено значущого порогового значення, що може позначати рiзний вплив боргу на економiчне зростання.
единою борговою змжною, для яко''' вдалось знайти статистично значуще порогове значення, була змжна стввщношення зовншнього боргу до обсягiв експорту товарiв та послуг. Оцiнка рiвняння (2) для краж Н1РС показала, що статистично значуще порогове значення стввщношення боргу до експорту становить 166 %. Модель е адекватною з рiвнем надмност 99 %, а коефiцiент детермжацп становить 0,24, що свщчить про низьку, але типову для панельних даних значущють модель Результати оцжки коефiцiентiв моделi пiсля позбавлення вщ незначущих змiнних наведено у табл. 4. Ус змiннi мають очкуваш знаки. Коефiцiенти при змiнних боргу свщчать про те, що для краж iз низьким рiвнем доходу, прирют спiввiдношення зовнiшнього боргу до експорту, бшьшого за порогове, супроводжуеться паджням економiки в се-редньому на 0,0019 %, а меншого за порогове - зрос-танням економки на 0,019 %.
Coefficients Estimate Std.Error t-value Pr(>|t|)
exp vol 0.0563 0.0100 5.6406 0.0000
inv 0.0404 0.0163 2.4826 0.0134
openness 0.0174 0.0075 2.3209 0.0207
d z(d>d*) -0.0019 0.0011 -1.7134 0.0873
d z(d<d*) 0.0190 0.0040 4.7932 0.0000
Ефект для кожного року Так
Ефект для кожноТ краТн Так
Таблиця 4. Результати оцшки регресм для краТн-учасниць HIPC та порогового значення у 166 %
Джерело: розраховано авторами.
Для краТн, якi не е учасницями iнiцiативи Н1РС, було знайдено два пороге^ статистично значущi значення спiввiдношення зовнiшнього боргу до експорту на рiвнi 167 % та 350 %. Модель е адекватною, коефiцiент дете-рмiнацií становить 0,28. Ус коефiцiенти мають очкуваш знаки (див. табл. 5). Ппотеза про рiвнiсть коефiцiентiв при рiзних режимах боргу вiдхиляеться. Таким чином, можна говорити про високу надмнють i стiйкiсть резуль-татiв вщповщно''' моделi. Усi змiннi е значущими, причому зовншнм борг негативно впливае на зростання економь ки. Коефiцiенти при боргових змiнних говорять про те, що
найб^ьше падiння забезпечуе борг, за якого стввщно-шення зовнiшнього боргу до експорту менше 167 %, а найменше - коли це спiввiдношення бiльше верхнього порогу у 350 %. Але, при обчисленн значення вщповщ-ного приросту економки за середнiх значень змЫно'Т боргу в кожному з режимiв, отримали бiльш лопчн резуль-тати: вiдповiднi падiння економк становлять -1,347 % (при стввщношены зовнiшнього боргу до експорту мен-шому за 167 %), -1,784 % (при стввщношены бiльшому за 1б7 % та меншому за 350 %), -1,858% (при стввщно-шеннi бiльшому за 350 %).
Таблиця 5. Результати оцiнки регресм для краТн-не учасниць HIPC та порогових значення dl*=167 % i d2*=350 %
Coefficients Estimate Std.Error t-value Pr(>|t|)
log(income(-1)) -0.8859 0.1163 -7.6182 0.0000
exp vol 0.0601 0.0139 4.3153 0.0000
inv 0.1073 0.0149 7.1811 0.0000
d z(d<d1*) -0.0115 0.0032 -3.5822 0.0004
d z(d1*<d<d2*) -0.0071 0.0016 -4.4368 0.0000
d z(d>d2*) -0.0038 0.0011 -3.5805 0.0004
Ефект для кожного року Так
Ефект для кожноТ краТн Так
Джерело: розраховано авторами.
Якщо проаналiзувати всю вибiрку в цтому, то було отримано статистично значуще на рiвнi 90 % порогове значення 191 %. За таких умов модель е адекватною, а коефiцiент R2 становить 0,2. Результати оцшки кое-фiцiентiв регресм наведено у табл. 6. Бачимо, що збь
льшення спiввiдношення зовшшнього боргу до експорту на 1 % за умов перевищення порогового значення веде до падшня економки в середньому на 0,0012 %, а на рiвнi, нижчому за пороговий - до зростання еко-номки на 0,0034 %.
Таблиця 6. Результати оцiнки регресм для всieT вибiрки краТн та порогового значення 191 %
Coefficients Estimate Std.Error t-value Pr(>|t|)
log(income(-1)) -0.5452 0.3071 -1.7753 0.0761
exp vol 0.0626 0.0080 7.8122 0.0000
inv 0.0587 0.0130 4.5342 0.0000
openness 0.0172 0.0059 2.9340 0.0034
d z(d>d*) -0.0013 0.0008 -1.6487 0.0995
d z(d<d*) 0.0034 0.0020 1.6839 0.0925
Ефект для кожного року Так
Ефект для кожноТ краТн Так
Джерело: розраховано авторами.
Таким чином, кра'ни-учасниц Н1РС, зменшуючи зо-вншнм борг до порогового значення 166 % в е^вале-нтi до експорту, зможуть забезпечити найбiльше еко-номiчне зростання. Для моделi на всм вибiрцi спостерь гаеться аналопчна ситуацiя, за яко'' найбiльше економь чне зростання забезпечуе зовнiшнiй борг на рiвнi, нижчому за 191 % до експорту. Отже, загалом знайден пороговi значення е статистично значуще а значить, мае мюце наступна рекомендацiя, що е доволi близь-кою до рекомендацп МВФ: для забезпечення найбть-шого економiчного зростання кражам, що розвивають-ся, необхiдно утримувати накопичення зовншнього боргу в межах 191 % до експорту.
На наступному кроц проводилась оцiнка рiвняння (4) для кожно' боргово'' змiнноí' для Укра'ни. У даному випад-
ку з теоретично'' позицп коефiцiент при квадрат боргово'' змiнноí буде вiд'емним, а при змЫнм, що входить у першм степiнь, - додатним. У такому випадку юнуватиме спадний ефект боргу на економiчне зростання: до певно' межi збь льшення боргу буде пришвидшувати темпи економiчного зростання, а пюля 1^е''' межi - сповшьнювати 'х.
Регресiею, що е найбшьш значущою за значенням коефiцiента детермЫацп, була регресiя, де у виглядi бор-гово' змЫно''' було обрано стввщношення зовнiшнього боргу до ВВП. Осгальки p-value F-статистики менше за
0,05, то модель можна вважати адекватною, а И2 = 0,81 говорить про високу значущють моделк Пюля позбав-лення вщ гетероскедастичносл та автокореляцп, отри-маемо тага оцшки коефiцiентiв моделi у табл. 7.
Таблиця 7. Результати оцшки регресм iз квадратичною функцюнальною залежнiстю сniввiдношення боргу до ВВП для УкраТни
Coefficients Estimate Std.Error t-value Pr(>|t|)
log(income(-1)) -6.4350 1.1675 -5.5116 0.0000
exp vol 0.1255 0.0706 1.7782 0.0923
inv 0.7655 0.2817 2.7170 0.0141
d 0.8936 0.1011 8.8349 0.0000
dA2 -0.0051 0.0007 -6.8188 0.0000
Джерело: розраховано авторами.
Бачимо, що всi коефiцieнти е значущими та мають очкуваш з теоретичного погляду знаки: зростання екс-порту, iнвестицií, мають додатне значення, а лагове значення ВВП на душу населення - вщ'емне. Щодо бо-рговоí змiнноí, то емтричш оцiнки пiдтверджують тео-ретичн припущення. Знайдена критична межа, пюля якоí ефект боргу починае зменшуватись, становить 87,73 %. Оскiльки модель е значущою та знаки коефщь ентiв теоретично об^рунтоваы, можемо використати дану модель для прогнозування економiчного росту
Отже, було дослiджено вплив зовшшнього боргу на економiчне зростання Укражи з використанням регресií з квадратичною залежнютю боргу. Цей пщхщ показав, що перевищення зовнiшнiм боргом порога у 88 % до ВВП веде до спадного ефекту боргу на економiчне зростання. Також було побудовано прогнози економiчного зростання Укражи до 2020 р. на основi отримано! моделi.
Висновки та дискуЫя. Обсяги державного боргу значно впливають на економiчне зростання як розвине-них краТн, так i краж, що розвиваються. Було розгляну-то та видiлено основы етапи накопичення боргу в роз-винених кражах та в Украшк Для дослщження взаемоз-в'язку мiж боргом i економiчним зростанням було про-аналiзовано багато теоретичних та практичних науко-вих робiт i видiлено основнi шляхи вдосконалення ю-нуючих методiв. У процесi дослщження було застосо-вано панельну порогову модель Хансена у поеднанн з визначенням стабшьносл боргу, а також кореляцмно-регресiйний аналiз.
Для розвинених краж було встановлено, що порогове значення стввщношення боргу до ВВП, пюля якого вщ-буваеться сповшьнення економiчного зростання крайни, становить 65-70 %. Цей результат пiдтверджуе рекоме-ндацп МВФ щодо значення вщповщного показника для бiльшостi краж. До того ж було показано, що саме стабь льний борг нижче порогового значення забезпечуе най-б^ьше економiчне зростання. У бiльшостi розвинених краж у кризовий та посткризовий перюд вплив боргу на зростання економки зменшився, навiть за умов стабшь-ного низького рiвня державного боргу. Також були знай-ден ефекти економiчного росту та паджня внаслiдок змiни значень спiввiдношень боргу до ВВП на 1 % для кожного iз режимiв боргу на кожному часовому промiжку. 1з цього аналiзу загалом можна зробити висновок, що уряд розвинених краж мае утримувати стввщношення боргу до ВВП у межах 65-70 %, забезпечуючи таким чином найб^ьше економiчне зростання.
Для краíн, що розвиваються, було встановлено, що найважлившим е дослщження впливу зовншнього боргу на економiчне зростання. 1з усiх показникiв, якi харак-теризують боргову безпеку крайни, у даному досль дженнi статистично значущим було виявлено лльки порогове значення стввщношення зовнiшнього боргу до обсягiв експорту товарiв та послуг. Так, вщповщш пороговi значення цього показника становлять 166 % для краж Н1РС, 167 та 350 % для краж, що не е учас-никами У^ативи Н1РС, та 191 % - для загально1 вибiр-ки. Загалом, для всiх краш у сукупностi та для кожно! вибiрки окремо було встановлено, що найбшьше зрос-
Украíни у середньостроковм перспективi. Для цього використаемо прогнози МВФ i Мiнiстерства економiчно-го розвитку й торгiвлi щодо змж основних макроеконо-мiчних показникiв Укражи до 2020 р. Тодi, поставивши вiдповiднi значення у модель, отримаемо прогнозы значення економiчного зростання Укражи у середньос-троковiй перспективi, наведен у табл. 8. Бачимо, що модельн прогнози майже збiгаються iз прогнозами МВФ, хоча i е трохи нижчими.
тання (найменше паджня) забезпечуе такий piBeHb зов-ншнього боргу, за якого спiввiдношення зовншнього боргу до експорту е нижчим за менше порогове значення (166 % для краж HIPC, 167 % - для краж не HIPC та 191 % - для ваеТ вибiрки краТн). Також було знайдено вщповщш прирости (паджня) економки при змн ств-вщношень боргу змiнних на 1 %. Загалом, знайденi порог^ значення е статистично значущi, а отже, мае мю-це наступна рекоменда^я, що е доволi близькою до рекомендацiй МВФ: для забезпечення найбтьшого економiчного зростання краТнам, що розвиваються, необхщно утримувати накопичення зовшшнього боргу в межах 191 % до експорту.
Для УкраТни було показано, що перевищення стввщ-ношення зовнiшнього боргу до ВВП порогу у 88 % веде до спадного ефекту на економiчне зростання. До того ж, на основi ^еТ моделi було зроблено прогнози економiчного зростання УкраТни на 2017-2020 рр., якi е досить близь-кими до вiдповiдних прогнозiв МВФ. Це може бути важли-во в контекст формування майбутньоТ борговоТ полiтики та приведення обсягу боргу до такоТ норми, що забезпе-чить максимальне зростання украТнськоТ економки.
Результати цiеТ роботи можуть бути використан урядом краТни для визначення оптимального розмiру запозичень, якi допоможуть забезпечити максимальне економiчне зростання краТни, а також спрогнозувати можливе паджня економки за умови накопичення бь льших обсягiв боргу. У майбутньому важливо розширю-вати набiр даних i знайти важливi пороговi значення жших боргових спiввiдношень, що дозволить бшьш точнiше проводити полiтику управлжня боргом для ма-ксимiзацiТ економiчного зростання краТн.
Список використаних джерел:
1. Das U. Managing Public Debt and Its Financial Stability Implications [Електронний ресурс] / U. Das, M. Papaioannou, G. Pedras // IMF. - 2010. -Режим доступу: https://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2010/wp10280.pdf.
2. Aschaue D. A. Do states optimize? Public capital and economic growth / D. A. Aschaue // The Annals of Regional Science. - 2000. - № 34. - С.343-363.
3. A Historical Public Debt Database [Електронний ресурс] / S. Abbas, N. Belhocine, A. ElGanainy and other // IMF. - 2010. - Режим доступу: https://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2010/wp10245.pdf.
4. Chowdhury R. Foreign Debt and Growth in Developing Countries: A Sensitivity and Causal Analysis / R. Chowdhury. - Helsinki: United Nations University, 2001.
5. Державний та гарантований державою борг УкраТни [Електронний ресурс]. - Режим доступу: http://www.minfin.gov.ua/
6. IMF DATA [Електронний ресурс] - Режим доступу: http://www.imf.org/Data.
7. Macro-economic database AMECO [Електронний ресурс]. - Режим доступу: https://ec.europa.eu/info/business-economy-euro/indicators-statistics/ economic-databases/macro-economic-database-ameco en.
Таблиця 8. Прогнозы значення зростання економши УкраТни протягом 2017-2020 рр.
PiK Прогнозоване значення зростання ВВП за моделлю Прогнозоване значення зростання ВВП вщ МВФ
2017 2.3 2.5
2018 2.8 3.0
2019 3.4 3.5
2020 3.7 4.0
Джерело: розраховано авторами.
8. Government debt reduction strategies in the euro area // ECB Economic Bulletin. - 2016. - № 3. - С. 46-65.
9. Checherita-Westphal C. The impact of high government debt on economic growth and its channels: An empirical investigation for the euro area / C. Checherita-Westphal, P. Rother // European Economic Review. -2012. - № 56. - С. 1392-1405.
10. Kickert W. Fiscal consolidation in Europe: A comparative analysis [Електронний ресурс] / W. Kickert, T. Randma-Liiv, R. Savi // COCOPS Trend Report. - 2013. - Режим доступу: http://journals.sagepub.com/ doi/full/10.1177/0020852314564312.
11. Clavijo S. Viability of the external debt: The Case of Colombia Over the 2000 s [Електронний ресурс] / S. Clavijo. - 2001. - Режим доступу: http://www.banrep.org/docum/Lectura_finanzas/pdf/deuda.pdf.
12. Agenor P. Development Macroeconomics / P. Agenor, P. Montiel. -Princeton: Princeton University Press, 1996. - 792 с.
13. Saint-Paul G. Fiscal policy in an endogenous growth model / G. Saint-Paul // The Quarterly Journal of Economic. - 1992. - № 107. -С. 1243-1259.
14. Cochrane J. Inflation and debt / J. Cochrane // National Affairs. -2011. - № 9. - С. 56-78.
15. Schclarek A. Debt and Economic Growth in Developing and Industrial Countries [Електронний ресурс] / A. Schclarek. - 2005. - Режим доступу: http://project.nek.lu.se/publications/workpap/Papers/WP05_34.pdf.
16. Reinhart C. M. Growth in a Time of Debt / C. M. Reinhart, K. S. Rogoff // American Economic Review. - 2010. - № 100. - С. 573-578.
17. Baldacci E. Fiscal Deficits, Public Debt, and Sovereign Bond Yields [Електронний ресурс] / E. Baldacci, M. Kumar // International Monetary Fund. - 2010. - Режим доступу: http://iepecdg.com.br/uploads/artigos/ 1008wp10184.pdf.
18. Emre Alper C. Public Debt in Advanced Economies and its Spillover Effects on Long-term Yields [Електронний ресурс] / C. E. Alper, L. Forni // International Monetary Fund. - 2011. - Режим доступу: http://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2011/wp11210.pdf.
19. Checherita C. The Impact Of High And Growing Government Debt On Economic Growth: An Empirical Investigation For The Euro Area [Елек-тронний ресурс] / C. Checherita, P. Rother // European Central Bank. -2010. - Режим доступу: http://www.ecb.europa.eu/pub/pdf/scpwps/ ecbwp1237.pdf.
20. Chang T. The behavior of OECD public debt: A panel smooth transition regression approach / T. Chang, G. Chiang // № 8. - 2009.
21. Cecchetti S. The real effects of debt / S. Cecchetti, M. Mohanty, F. Zampolli // Bank for International Settlements. - 2011. - № 352.
22. Dreger C. Does euro area membership affect the relation between GDP growth and public debt? / C. Dreger, H. Reimers // Journal of Macroeconomics. - 2013. - № 38. - С. 481-486.
23. Antonakakis N. Sovereign Debt and Economic Growth Revisited: The Role of (Non-) Sustainable Debt Thresholds [Електронний ресурс] / N. Antonakakis // Vienna University, Department of Economics. - 2014. -Режим доступу: http://epub.wu.ac.at/4321/.
24. Eaton J. Public Debt Guarantees and Private Capital Flight / J. Eaton // World Bank Economic Review. - 1987. - № 1. - С. 337-395.
25. Clements B. External Debt, Public Investment, and Growth in Low-Income Countries [Електронний ресурс] / B. Clements, R. Bhattacharya, T. Nguyen // IMF. - 2003. - Режим доступу: https://www.imf.org/ external/pubs/ft/wp/2003/wp03249.pdf.
26. Pattillo C. External Debt and Growth [Електронний ресурс] / C. Pattillo, H. Poirson, L. Ricci // IMF. - 2002. - Режим доступу: https://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2002/wp0269.pdf.
27. Луцишин З. Економко-математична модель управлЫня держа-вним боргом / З. Луцишин, А. Бортшк // Вюн. НБУ. - 1998. - № 7. -С. 23-25.
28. Вп"линський В. В. Моделювання економки : навч. поаб. / В. В. Вгглинський. - К.: КНЕУ, 2003. - 403 с.
29. Богдан Т. Моделювання впливу борговоТ полiтики на економiч-ний розвиток УкраТни / Т. Богдан, I. Богдан // Вюн НБУ. - 2013. - № 10. -С. 20-51.
30. Hansen B. Threshold effects in non-dynamic panels: estimation, testing and inference [Електронний ресурс] / B. Hansen // Journal of Econometrics. - 1999. - Режим доступу: http://www.sciencedirect.com/ science/article/pii/S0304407699000251.
31. Прогноз економiчного i со^ального розвитку УкраТни на 20182020 роки [Електронний ресурс] // МЫстерство економiчного розвитку i торгiвлi УкраТни. - 2017. - Режим доступу: http://www.me.gov.ua/Files/ GetFile?lang=uk-UA&fileId=6f0c32bc-26e9-460e-8ef4-bdbe397aa159.
32. World Bank Open Data [Електронний ресурс] - Режим доступу: https://data.worldbank.org/
Received: 28/01/2018 1st Revision: 10/02/2018 Accepted: 20/03/2018
Author's declaration on the sources of funding of research presented in the scientific article or of the preparation of the scientific article: budget of university's scientific project 16KF040-04.
А. Ставицкий, канд. экон. наук, доц., М. Беличенко, экономист
Киевский национальный университет имени Тараса Шевченко, Киев, Украина
МОДЕЛИРОВАНИЕ ВЛИЯНИЯ ГОСУДАРСТВЕННОГО ДОЛГА НА ЭКОНОМИЧЕСКИЙ РОСТ СТРАН МИРА
Рассмотрено влияние объемов государственного долга на экономический рост разных стран мира. Улучшено существующий метод оценки влияния государственного долга на экономический рост развитых стран с использованием характеристики стабильности долга и эконометрической модели Хансена в до- и послекризисный период. Исследовано наличие пороговых значений для различных долговых переменных в развитых странах и странах с низким уровнем дохода с помощью модели Хансена. С помощью регрессионного анализа исследованы особенности влияния государственного долга на экономический рост украинской экономики.
Ключевые слова: государственный долг; экономический рост; пороговая панельная регрессия Хансена; развитые страны; страны с низким уровнем дохода; Украина.
A. Stavytskyy, PhD in Economics, Associate Professor, M. Bilychenko, economist
Taras Shevchenko National University of Kyiv, Kyiv, Ukraine
MODELING THE IMPACT OF PUBLIC DEBT ON THE ECONOMIC GROWTH WORLDWIDE
The article deals with the analysis how the state debt influences economic growth of different countries of the world. The existing method of assessing the impact of public debt on the economic growth of developed countries has been improved, using the characteristic of debt stability and the application of Hansen econometric model in the pre- and post-crisis period. Using this model, we have investigated the existence of threshold values for various debt variables in developed and low-income countries. The analysis showed that the level of stable debt to GDP of 6570% provides the highest economic growth throughout the investigated period. The threshold of the external debt to export ratio was found to be 191% for low-income countries, above which there is a slowdown in economic growth. Also, the article analysed the existence of threshold values for HIPC and non-HIPC countries separately. Applications of the regression analysis helped to reveal the state debt impact on the economic growth for the Ukrainian economy. The effect of debt on economic growth begins to fall after reaching the ratio of external debt to GDP level of 88%.
Key words: public debt; economic growth; Hansen panel threshold regression; developed countries; low income countries; Ukraine.
References (in Latin): Translation / Transliteration/ Transcription
1. Das, U., Papaioannou, M. and Pedras, G., 2010. Managing Public Debt and Its Financial Stability Implications. IMF. Available at: https://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2010/wp10280.pdf.
2. Aschauer, D. A., 2000. Do states optimize? Public capital and economic growth. The Annals of Regional Science, 34(3), pp. 343-363.
3. Abbas, S., Belhocine, N., ElGanainy, A., Horton, M., 2010. A Historical Public Debt Database. IMF. Available at: https://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2010/wp10245.pdf.
4. Chowdhury, R., 2001. External Debt and Growth in Developing Countries: A Sensitivity and Causal Analysis. Helsinki: United Nations University. Available at: http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download?doi=10.1.1.925.7668&rep=rep1&type=pdf.
5. Public and publicly guaranteed debt of Ukraine. Available at: http://www.minfin.gov.ua/.
6. IMF Database. Available at: http://www.imf.org/Data.
7. Macro-economic database AMECO. Available at: https://ec.europa.eu/info/business-economy-euro/indicators-statistics/economic-databases/macro-economic-database-ameco en.
8. ECB Economic Bulletin, 2016. Government debt reduction strategies in the euro area. ECB Economic Bulletin. Available at: https://www.ecb.europa.eu/pub/pdf/other/eb201603_article02.en.pdf.
9. Checherita-Westphal, C., Rother, P., 2012. The impact of high government debt on economic growth and its channels: An empirical investigation for the euro area. European Economic Review, 56(7), pp. 1392-1405.
10. Kickert, W., Randma-Liiv, T., Savi, R., 2013. Fiscal consolidation in Europe: A comparative analysis. COCOPS Trend Report. Available at: http://journals.sagepub.com/doi/full/10.1177/0020852314564312.
11. Clavijo, S., 2001. Viability of the external debt: The Case of Colombia Over the 2000s. Available at: http://www.banrep.org/docum/Lectura_finanzas/pdf/deuda.pdf.
12. Agenor, P. and Montiel, P., 1996. Development Macroeconomics. Princeton: Princeton University Press.
13. Saint-Paul, G., 1992. Fiscal policy in an endogenous growth model. The Quarterly Journal of Economic, 107(4), pp. 1243-1259.
14. Cochrane, J., 2011. Inflation and debt. National Affairs. Available at: https://faculty.chicagobooth.edu/john.cochrane/ research/papers/Cochrane_Inflation_and_Debt_National_Affairs.pdf.
15. Schclarek, A., 2005. Debt and Economic Growth in Developing Industrial Countries. Available at: http://project.nek.lu.se/publications/workpap/Papers/WP05_34.pdf.
16. Reinhart, C. M., Rogoff., K. S., 2010. Growth in a Time of Debt. American Economic Review, 100(2), pp. 573-578.
17. Baldacci, E., 2010. Fiscal Deficits, Public Debt, and Sovereign Bond Yields. International Monetary Fund. Available at: http://iepecdg.com.br/uploads/artigos/1008wp10184.pdf.
18. Emre Alper, C., Forni, L., 2011. Public Debt in Advanced Economies and its Spillover Effects on Long-term Yields. International Monetary Fund. Available at: http://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2011/wp11210.pdf.
19. Checherita, C., Rother., P., 2010. The Impact Of High And Growing Government Debt On Economic Growth: An Empirical Investigation For The Euro Area. European Central Bank. Available at: http://www.ecb.europa.eu/pub/pdf/scpwps/ecbwp1237.pdf.
20. Chang, T., Chiang., G., 2012. Transitional Behavior of Government Debt Ratio on Growth: The Case of OECD Countries. Romanian Journal for Economic Forecasting, 2, pp. 24-37.
21. Cecchetti, S., Mohanty, M. and Zampolli, F., 2011. The real effects of debt. Bank for International Settlements. Available at: https://www.bis.org/publ/othp16.pdf.
22. Dreger, C., Reimers, H., 2013. Does euro area membership affect the relation between GDP growth and public debt? Journal of Macroeconomics, 38, pp. 481-486.
23. Antonakakis, N., 2014. Sovereign Debt and Economic Growth Revisited: The Role of (Non-) Sustainable Debt Thresholds. Available at: http://epub.wu.ac.at/4321/.
24. Eaton, J., 1987. Public Debt Guarantees and Private Capital Flight. World Bank Economic Review, 1, pp. 337-395.
25. Clements, B., Bhattacharya, R. and Nguyen, T., 2003. External Debt, Public Investment, and Growth in Low-Income Countries. IMF. Available at: https://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2003/wp03249.pdf.
26. Pattillo, C., Poirson, H. and Ricci, L., 2002. External Debt and Growth. IMF. Available at: https://www.imf.org/ external/pubs/ft/wp/2002/wp0269 .pdf.
27. Lutsyshyn, Z., Bortnik, A., 1998. Economic mathematical model of public debt management. Visnyk NBU, 7, pp. 23-25.
28. Vitlynskyi, V.V., 2003. Economic Modelling. K.: KNEU.
29. Bohdan, T., Bohdan., I., 2013. Modeling the impact of debt policy on Ukraine's economic development. Visnyk NBU. Available at: http://nbuv.gov.ua/UJRN/Vnbu_2013_10_11.
30. Hansen, B., 1999. Threshold effects in non-dynamic panels: estimation, testing and inference. Journal of Econometrics, 93(2), pp. 345-368. DOI: https://doi.org/10.1016/S0304-4076(99)00025-1.
31. Ministerstvom ekonomichnoho rozvytku i torhivli Ukrainy, 2017. Forecast of economic and social development of Ukraine for 20182020 years. Ministerstvom ekonomichnoho rozvytku i torhivli Ukrainy. Available at: http://www.me.gov.ua/Files/GetFile?lang=uk-UA&fileId=6f0c32bc-26e9-460e-8ef4-bdbe397aa159.
32. World Bank Open Data. Available at: https://data.worldbank.org/
