Научная статья на тему 'Оценка факторов, определяющих динамику платежного баланса России'

Оценка факторов, определяющих динамику платежного баланса России Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

CC BY
400
50
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.
Ключевые слова
ПЛАТЕЖНЫЙ БАЛАНС / ЭКОНОМИКА РОССИИ / BALANCE OF PAYMENTS / RUSSIAN ECONOMY

Аннотация научной статьи по экономике и бизнесу, автор научной работы — Баранов Александр Олегович

В статье дано описание факторов, влиявших на динамику платежного баланса России в 1999-2010 гг. Определение основных факторов, влиявших на текущий счет и счет операций с капиталом и финансовыми инструментами платежного баланса России, проведено с использованием эконометрического инструментария.

i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.

Похожие темы научных работ по экономике и бизнесу , автор научной работы — Баранов Александр Олегович

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.

ESTIMATION OF THE FACTORS DETERMING BALANCE OF PAYMENTS' DYNAMIC OF RUSSIAN ECONOMY

The paper contents description of the factors which impacted on Russian economy's balance of payments in 1999-2010. Econometric instruments were used for determination of the factors which impacted on current and capital accounts of Russian economy balance of payments

Текст научной работы на тему «Оценка факторов, определяющих динамику платежного баланса России»

МАКРОЭКОНОМИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ: МЕТОДЫ И РЕЗУЛЬТАТЫ

УДК 330.532+339.5.053

пр.

А. О. Баранов

Новосибирский государственный университет ул. Пирогова 2, Новосибирск, 630090, Россия

Институт экономики и организации промышленного производства СО РАН Акад. Лаврентьева 17, Новосибирск, 630090, Россия

E-mail: baranov@ieie.nsc.ru

ОЦЕНКА ФАКТОРОВ, ОПРЕДЕЛЯЮЩИХ ДИНАМИКУ ПЛАТЕЖНОГО БАЛАНСА РОССИИ *

В статье дано описание факторов, влиявших на динамику платежного баланса России в 1999-2010 гг. Определение основных факторов, влиявших на текущий счет и счет операций с капиталом и финансовыми инструментами платежного баланса России, проведено с использованием эконометрического инструментария. Ключевые слова: платежный баланс, экономика России

В условиях глобализации мировой экономики влияние внешнеэкономических факторов на развитие многих стран значительно возросло. Мировой финансово-экономический кризис 2007-2009 гг. ярко продемонстрировал существенную зависимость национальных экономик от неопределенности изменения мировых товарных и финансовых рынков. Одновременно проявилась неадекватность отображения влияния внешних шоков на макро- и отраслевые показатели в разработанных и используемых в настоящее время инструментах экономического прогнозирования.

Проблема более адекватного отражения влияния внешних шоков на формирование неопределенности развития экономических систем носит фундаментальный характер и, по нашему мнению, недостаточно изучена в экономической науке. Ее решение в современной экономической литературе рассматривается преимущественно на макроуровне (модель Манделла - Флеминга и ее модификации, работы П. Кругмана и др.). За рубежом (США, Великобритания и другие страны) влияние внешнеэкономических связей исследуется также с использованием макроэкономических моделей и динамических межотраслевых моделей (ДММ). Отметим исследования группы ИНФОРУМ Мэрилендского университета США 1, эконометрическую модель экономики Великобритании, разработанную Банком Англии 2, и др. В России в ЦЭМИ РАН проводятся исследования по построению ДММ экономики с блоком внешней торговли, в ИНП РАН изучается эффективность внешнеэкономических связей и разработана модель прогнозирования внешней торговли РФ [2]. В нашей стране проводятся также исследования по моделированию экспорта и импорта российской экономики, анализируются тенденции изменения платежного баланса (см., например, работы [3; 4]), вносятся предложения по совершенствованию методики его составления [5].

* Статья подготовлена при финансовой поддержке Российского фонда фундаментальных исследований, проект № 10-06-00286 а.

1 Сайт исследовательской группы ИНФОРУМ: http://www.inforum.umd.edu/.

2 Harrison R., Nikolov K., Quinn M., Ramsay G., Scott A., Thomas R. The Bank of England Quarterly Model. Bank of England. L., 2005; http://www.bankofengland.co.uk.

ISSN 1818-7862. Вестник НГУ. Серия: Социально-экономические науки. 2011. Том 11, выпуск 4 © А. О. Баранов, 2011

Новизна проводимого в НГУ и ИЭОПП СО РАН исследования состоит в системном подходе к анализу влияния внешних шоков на неопределенность развития экономики, объединяющем в единую систему ДММ, бюджетный блок и блок платежного баланса [1]. Этот подход в сочетании с использованием нечетко-множественных методов позволит более адекватно оценить устойчивость макро- и отраслевых показателей экономики по отношению к вариации основных параметров мировых товарных и финансовых рынков, что приведет к повышению надежности выполняемых прогнозов и позитивно скажется на обоснованности принимаемых с их использованием решений в области экономической политики.

Одним из направлений реализации этого подхода является построение ДММ с блоком платежного баланса [1]. В свою очередь создание блока платежного баланса ДММ предполагает решение вопросов его информационного обеспечения. Данная работа посвящена методическим вопросам решения этой задачи.

Ключевые элементы информационного обеспечения блока платежного баланса ДММ: 1) выявление основных факторов, формировавших динамику текущего счета и счета операций с капиталом и финансовыми инструментами платежного баланса России; 2) определение численных параметров регрессионных уравнений, описывающих связь положительных и отрицательных денежных потоков текущего и капитального счетов платежного баланса России с динамикой определяющих их внешнеэкономических и внутриэкономических величин.

Для построения эконометрических моделей была сформирована база данных макроэкономических показателей с поквартальным шагом, начиная с 1-го квартала 1999 г. по 4-й квартал 2010 г. Исходные данные представлены в приложении.

База данных включает следующие динамические ряды с поквартальным шагом.

1. Экспорт и импорт, млн долл. США.

2. Суммарные положительные и отрицательные потоки счета текущих операций платежного баланса России, млн долл. США. Определялись на основе данных платежного баланса РФ.

3. Суммарные положительные и отрицательные потоки счета операций с капиталом и финансовыми инструментами платежного баланса России (млн долл. США).

4. Средний за квартал номинальный курс доллара США (руб./долл.). Были взяты ежедневные данные об обменном курсе доллара США, на основании этого посчитаны средние за месяц курсы, которые в дальнейшем были усреднены и приведены к поквартальному шагу.

5. Средний за квартал реальный курс доллара США (руб./долл.), который рассчитывался с использованием дефлятора ВВП.

6. Номинальная средняя за квартал ставка MIBOR (Moscow Interbank Offered Rate) для периода от 31 до 90 дней (% за квартал). Так же как и в случаях расчета поквартального курса валют, сначала данные приводились к среднемесячным, а затем рассчитывались поквартальные значения.

7. Реальная поквартальная ставка MIBOR, полученная путем пересчета номинальной ставки с использованием дефлятора ВВП.

8. Номинальный ВВП (млрд руб.). Поквартальные данные номинального ВВП были взяты с сайта Федеральной службы государственной статистики 3 и из ежеквартального журнала «Статистическое обозрение» 4.

9. Реальный ВВП (млрд руб.), в ценах четвертого квартала 2001 г. Темпы его роста были взяты с сайта Федеральной службы государственной статистики РФ.

10. Среднедушевые номинальные и реальные располагаемые доходы населения (руб./мес.), которые публикуются с поквартальным шагом в журнале «Социально-экономическое положение России» 5.

3 http://www.gks.ru

4 Статистическое обозрение: Ежеквартальный журнал. http://www.gks.ru/wps/PA_1_0_S5/Documents/jsp/ Detail_default.jsp?category=Ш2178611292&elementId=1140076462969.

5 Социально-экономическое положение России: Ежемесячный журнал. http://www.gks.ru/wps/PA_1_0_S5/ Documents/jsp/Detail_default.jsp?category=Ш2178611292&elementId=1140086922125).

Баранов А. О. Оценка факторов, определяющих динамику платежного баланса России

7

11. Ставки процента по ценным бумагам Федерального Казначейства США с разным сроком погашения 1 и 3 месяца, а также 1, 2, 5, 7 и 10 лет, ежедневные процентные ставки приводились к помесячным, а затем к поквартальным значениям.

12. Динамика индекса Доу Джонс (Dow Jones Industrial Average), являющегося наиболее известным индикатором деловой активности экономики США и отражающего изменение цен акций 30 крупнейших компаний, котирующихся на Нью-Йоркской фондовой бирже. Данные получены с сайта поисковой системы Yahoo! 6.

13. Цены на нефть марки Urals, полученные с сайта Международного энергетического агентства 7 (долл. США за баррель).

Все эконометрические расчеты проводились с помощью статистического пакета Matrixer, который был разработан А. А. Цыплаковым на экономическом факультете Новосибирского государственного университета. Во избежание эффекта ложной регрессии и несостоятельности оценок все временные ряды были проверены на стационарность с помощью критерия Дики - Фуллера. В случае отсутствия стационарности для исследования взаимосвязей, так как ряды оказались интегрированными первого порядка, был осуществлен переход к первым разностям, т. е. абсолютным приростам. Помимо этого регрессии были проверены на автокорреляцию остатков (с использованием критерия Дарбина - Уотсона) и гетероскедастич-ность ошибок, или их неоднородность по дисперсии. После этого оценивалась значимость каждого фактора (регрессора) в отдельности и проводился содержательный анализ полученных результатов.

Результаты расчетов для текущего счета платежного баланса

Применительно к текущему счету платежного баланса были определены параметры регрессионных уравнений для поквартальных данных за период 1999-2010 гг. для следующих зависимых переменных.

1. Суммарные положительные потоки по текущему счету платежного баланса, включающие приток финансовых ресурсов по торговому балансу, балансу услуг, балансу оплаты труда, балансу инвестиционных доходов, балансу текущих трансфертов.

2. Суммарные выплаты по текущему счету платежного баланса, включающие отток финансовых ресурсов по торговому балансу, балансу услуг, балансу оплаты труда, балансу инвестиционных доходов, балансу текущих трансфертов.

3. Поступления от экспорта товаров и услуг.

4. Выплаты по импорту товаров и услуг.

Поступления от экспорта товаров и услуг являются определяющей частью суммарных положительных потоков по текущему счету платежного баланса. Например, в 2007-2010 гг. в целом для экономики России они составляли примерно 88-90 % от всех суммарных поступлений по данному счету. В ДММ в составе чистого экспорта фигурирует именно экспорт. Поэтому наряду с расчетом регрессионных зависимостей по суммарным положительным потокам текущего счета платежного баланса отдельно определялись параметры регрессионного уравнения для экспорта.

Аналогично импорт товаров и услуг в решающей степени формирует отрицательные потоки текущего счета платежного баланса. Применительно к 2007-2010 гг. доля импорта товаров и услуг в суммарных выплатах по этому счету составила 75-76 %. Поэтому параметры регрессионного уравнения для суммарных выплат по текущему счету платежного баланса определялись в аналитических целях, а в расчетах по ДММ непосредственно использовались численные характеристики уравнения по импорту.

В табл. 1 приведены наилучший результат расчетов по определению параметров регрессионного уравнения (линейная регрессия) для импорта в России. Высокое значение коэффициента детерминации (R2adj = 84,5 %) говорит о том, что используемые в уравнении регрессоры (прирост номинального обменного курса доллара США к рублю, прирост

6 Сайт поисковой системы Yahoo!: http://finance.yahoo.com/q/hp?s=ADJ[&a=00&b=1&c=1999&d=06&e= 1&f=2011&g=m&z=66&y= 132

7 См.: http://tonto.eia.doe.gov

реального ВВП, прирост реальных доходов населения) в решающей степени определяли вариацию импорта в экономике России в анализируемом периоде. Значение статистики Дарбина - Уотсона (DW = 1,4487) попадает в зону неопределенности для 5-процентного уровня значимости и указывает на отсутствие автокорреляции остатков регрессионного уравнения при 1-процентном уровне значимости (см. таблицы по статистике Дарбина -Уотсона в [6. С. 372-373). Величина ^"-статистики во много раз превышает критический уровень этого показателя для соответствующих параметров, равный 2,84 при 5 % и 4,31 при 1 % уровнях значимости [6. С. 369]. Уровень значимости ^"-статистики, приведенный в квадратных скобках, говорит о том, что в целом регрессия значима. Проверка на гетероскедастичность показывает, что спецификация модели корректна. Стандартные ошибки коэффициентов уравнения находятся на приемлемом уровне.

Содержательно полученное регрессионное уравнение хорошо согласуется с канонами макроэкономической теории. Удорожание иностранной валюты (доллара США) отрицательно влияет на импорт, а увеличение реального ВВП и реальных доходов населения оказывает на него позитивное воздействие, так как возрастает совокупный спрос в экономике, включая спрос на импортные товары.

В табл. 2 приведены статистические характеристики регрессионного уравнения для суммарного оттока финансовых ресурсов по текущему счету платежного баланса России. Все статистические характеристики указывают на правильность спецификации.

Сопоставление данных табл. 1 и 2 указывает на то, что динамика суммарного оттока финансовых ресурсов по текущему счету платежного баланса России определялась теми же факторами, что и вариация импорта. Это вполне согласуется с тем фактом, что суммарный отток финансовых ресурсов по текущему счету платежного баланса в рассматриваемом периоде на три четверти формировался за оплаты импорта товаров и услуг.

В табл. 3 приведены результаты расчетов по определению параметров регрессионного уравнения для российского экспорта. Большое значение коэффициента детерминации (R2adj = 86,0 %) говорит о том, что используемые в уравнении регрессоры (прирост цены на нефть марки Urals и прирост индекса Доу Джонс) в решающей степени определяли вариацию экспорта в экономике России в анализируемом периоде. Значение статистики Дарбина -Уотсона (DW = 2,5689) попадает в зону неопределенности для 5-процентного уровня значимости и указывает на отсутствие автокорреляции остатков регрессионного уравнения при 1-процентном уровне значимости (см. таблицы по статистике Дарбина - Уотсона в [6. С. 372-373]). Величина ^"-статистики во много раз превышает критический уровень этого показателя для соответствующих параметров при 5 и 1 % уровнях значимости [6. С. 369]. Уровень значимости ^"-статистики, приведенный в квадратных скобках, говорит о том, что в целом регрессия значима. Проверка на гетероскедастичность показывает, что спецификация модели корректна. К недостаткам данного уравнения можно отнести достаточно высокую стандартную ошибку коэффициента при индексе Доу Джонс.

Решающим фактором, формирующим динамику этого показателя в рассматриваемом периоде, была динамика цен на нефть в текущем и в предшествующем кварталах. Это объясняется следующими обстоятельствами: 1) прямой зависимостью цен на нефтепродукты и газ от цен на нефть; 2) высокой долей экспорта сырой нефти, нефтепродуктов, газа в общем объеме экспорта России. Доля названных продуктов в общем объеме российского экспорта в рассматриваемом периоде колебалась в пределах от 36,6 % в 1999 г. до 59,3 % в 2008 г. (табл. 4). В 2005-2010 гг. средняя доля экспорта сырой нефти, нефтепродуктов, газа в общем объеме экспорта России составляла 56,6 %.

Помимо цен на нефть, значимым фактором для российского экспорта оказалась динамика индекса Доу Джонса, являющегося одним из наиболее важных индикаторов развития экономики США и мировой экономики в целом. Положительная зависимость российского экспорта от динамики названного индикатора объясняется тем, что при оживлении экономики США и мировой экономики спрос на товары российского экспорта возрастает и, наоборот, отрицательная динамика экономики США и мировой экономики приводит к уменьшению спроса на товары экспорта из России.

В табл. 5 приведены статистические характеристики регрессионного уравнения для суммарного поступления финансовых ресурсов по текущему счету платежного баланса России. Все статистические характеристики указывают на правильность спецификации.

Параметры регрессионного уравнения для прироста импорта экономики России в 1999-2010 гг., поквартальный шаг

Зависимая переменная Независимая переменная Коэффициент Стандартная ошибка Г-статистика Уровень значимости Г-статистики 1 Характеристики уравнения

Прирост импорта Константа 975,2 588,8 1,65 0,1050 К2аФ] = 84,5 % 2 БШ = 1,4487 3 ^(3,43) = 84,77891 [0,0000] 4 Гетероскедастичность СЫА2(1) = 0,222408 [0,6372] 5

Прирост номинального обменного курса доллара США к рублю, руб. за долл. -2530,1 453,2 -5,58 0,0000

Прирост реального ВВП 11,6 2,1 5,47 0,0000

Прирост реальных доходов населения 5,5 0,8 6,61 0,0000

* Источник: расчеты автора.

1 Уровень значимости Г-статистики означает, что если данный показатель имеет малое значение, например, меньше 5 %, то переменная статистически значима.

2 Е^аф - коэффициент детерминации, откорректированный с учетом степеней свободы.

3 БШ - статистика Дарбина - Уотсона. Является характеристикой наличия автокорреляции ошибок уравнения. Если БШ имеет значения, близкое к 2, то автокорреляция остатков отсутствует и спецификация верна.

4 ^-статистика Фишера для гипотезы о равенстве нулю коэффициентов при всех регрессорах, кроме константы. В скобках указано количество объясняющих переменных, кроме константы, и число наблюдений. Если уровень значимости в квадратных скобках мал, например, меньше 5 %, то регрессия в целом значима.

5 Проверка на гетероскедастичность позволяет изучить постоянство дисперсии остатков уравнения. Если уровень значимости (в скобках) выше 5 %, значит остатки уравнения регрессии однородны по дисперсии, т. е. имеет место гомоскедастичность и спецификация верна.

Параметры регрессионного уравнения для прироста суммарного оттока финансовых ресурсов по текущему счету платежного баланса России в 1999-2010 гг., поквартальный шаг

Зависимая переменная Независимая переменная Коэффициент Стандартная ошибка /-статистика Уровень значимости /-статистики 1 Характеристики уравнения

Прирост суммарного оттока финансовых ресурсов по текущему счету ПБ Константа 1 456,3 864,1 1,68 0,0992 R'adj = 79,9 % DW = 1,7363 F(3,43) = 62,06222 [0,0000] Гетероскедастичность ChiA2(1) = 0,486474 [0,4855]

Прирост номинального обменного курса доллара США к рублю, руб. за долл. -3 763,2 665,1 -5,65 0,0000

Прирост реального ВВП 13,9 3,1 4,45 0,0000

Прирост реальных доходов населения 6,3 1,2 5,16 0,0000

* Источник: расчеты автора.

Таблица 3

Параметры регрессионного уравнения для прироста экспорта экономики России в 1999 - 2010 гг.,

поквартальный шаг

Зависимая переменная Независимая переменная Коэффициент Стандартная ошибка /-статистика Уровень значимости /-статистики 1 Характеристики уравнения

Константа 605,2 658,6 0,92 0,3633 R2adj = 86,0 %

Прирост цен на нефть марки Urals 601,7 70,9 8,48 0,0000 DW = 2,5689

Прирост экспорта Прирост цен на нефть марки Urals, лаг 1-го квартала 526,6 61,4 8,58 0,0000 F(3,42) = 93,34377 [0,0000]

Прирост индекса Доу Джонс 3,2 1,1 2,78 0,0081 Гетероскедастичность ChiA2(1) = 1,443031 [0,2296]

Доля экспорта сырой нефти, нефтепродуктов, газа в общем объеме экспорта России в 1999-2010 гг., %

Год Экспорт РФ - всего, млн долл. США Экспорт сырой нефти, нефтепродуктов, газа, млн долл. США Доля экспорта сырой нефти, нефтепродуктов, газа в общем объеме экспорта РФ, %

1999 84618 30 957 36,6

2000 114 598 52 866 46,1

2001 113 325 52 135 46,0

2002 120 912 56 264 46,5

2003 152 158 73 720 48,4

2004 203 803 99 444 48,8

2005 268 768 148 620 55,3

2006 334 652 190 761 57,0

2007 393 657 218 568 55,5

2008 522 783 310 124 59,3

2009 344 982 190 708 55,3

2010 444 607 254 010 57,1

* Источники: [7; 8], расчеты автора.

Таблица 5

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

Параметры регрессионного уравнения для прироста суммарного поступления финансовых ресурсов по текущему счету платежного баланса России в 1999 - 2010 гг., поквартальный шаг

Зависимая переменная Независимая переменная Коэффициент Стандартная ошибка Г-статистика Уровень значимости Г-статистики 1 Характеристики уравнения

Прирост суммарного поступления финансовых ресурсов по текущему счету ПБ Константа 694,2 627,1 1,11 0,2746 R2adj = 88,7 % DW = 2,6073 F(3,42) = 119,1348 [0,0000] Гетероскедастичность ChiA2(1) = 1,655274 [0,1982]

Прирост цен на нефть марки Urals 665,4 67,5 9,85 0,0000

Прирост цен на нефть марки Urals, лаг 1-го квартала 564,8 58,5 9,66 0,0000

Прирост индекса Доу Джонс 3,03 1,09 2,79 0,0079

Из данных табл. 4 видно, что динамику положительных потоков текущего счета платежного баланса определяют те же факторы, что и динамику экспорта, это объясняется решающей (около 90 %) долей поступлений от экспорта товаров и услуг в формировании этих потоков.

Результаты расчетов для счета операций с капиталом

и финансовыми инструментами платежного баланса

При определении факторов, оказывающих влияние на динамику оттока и притока финансовых ресурсов по счетам платежного баланса России, наибольшие затруднения возникают в случае с уравнением, характеризующим величину суммарного оттока финансовых ресурсов по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами.

Это объясняется противоречивым характером взаимосвязи показателей - регрессоров с суммарным оттоком финансовых ресурсов по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами на различных этапах изучаемого периода. Например, связь индекса РТС с названным показателем в период 1999-2002 г. фактически не наблюдалась: индекс РТС рос при достаточно стабильной величине оттока капитала (рис. 1). С 2003 г. до 2-го квартала 2008 г. данные показатели в целом росли однонаправленно, а в период кризиса 2008-2009 гг. имели место значительные разнонаправленные изменения сравниваемых величин. Помимо этого, движение финансовых потоков по счету операций с капиталом находится под значительным влиянием различного рода ожиданий, математическое отображение которых во многих случаях затруднительно.

Вариантные расчеты позволили определить наилучшее уравнение, описывающее динамику данного показателя в анализируемом периоде. Параметры этого уравнения приведены в табл. 6.

Значение коэффициента детерминации (Р2аф = 45,5 %) говорит о том, что используемые в уравнении регрессоры примерно наполовину определяли вариацию финансовых потоков по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами в экономике России в анализируемом периоде. Значение статистики Дарбина - Уотсона (DW = 2,6563) попадает в зону неопределенности для 5- и 1-процентного уровней значимости, что может быть истолковано как отсутствие автокорреляции остатков регрессионного уравнения. Величина ^-статистики в несколько раз превышает критический уровень этого показателя для соответствующих параметров при 5 и 1 % уровнях значимости [6. С. 369]. Уровень значимости ^-статистики, приведенный в квадратных скобках, говорит о том, что в целом регрессия значима. Проверка на гетероскедастичность показывает, что спецификация модели корректна.

Необходимо отметить, что переход к более коротким динамическим рядам, охватывающим период с 2005 по 2010 г., позволяет при тех же самых регрессорах получить коэффициент детерминации более 60 %. Однако при этом возникает автокорреляция остатков регрессионного уравнения. Именно поэтому мы привели результат расчетов для периода с 1999 по 2010 г.

Дадим экономическую интерпретацию полученных результатов.

1. Удешевление рубля (рост обменного курса доллара США) стимулирует рост российского экспорта, что может привести к увеличению выручки, прибыли и дивидендов российских экспортных компаний. Все это действует в направлении снижения оттока капитала из российской экономики.

2. Рост индекса РТС повышает стремление инвесторов к увеличению вложений в российскую экономику и, следовательно, снижает отток капитала.

3. Рост реального ВВП экономики России сопровождается увеличением оттока капитала (рис. 2). Такая почти синхронная динамика, по нашему мнению, объясняется увеличением объема финансовых ресурсов российских резидентов и, как следствие, возможностей их вывоза, а также сохраняющейся недостаточной экономической и политической стабильностью в России, стимулирующей отток капитала.

4. Положительная связь оттока капитала из России с динамикой индекса Доу Джонса может интерпретироваться как желание значительной части инвесторов (менее склонных

Баранов А. О. Оценка факторов, определяющих динамику платежного баланса России

13

к риску) вкладываться в активы развитых стран при улучшении там экономической конъюнктуры.

Математико-статистические параметры уравнения, описывающего динамику прироста суммарных поступлений финансовых ресурсов по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами платежного баланса России в 1999-2010 гг. и приведенные в табл. 7, позволяют сделать вывод о правильности спецификации. Вариация приведенных независимых переменных (прирост индекса Доу Джонса с лагом 1-го квартала, прирост индекса РТС, прирост реальных доходов населения с лагом 2-го квартала) примерно на 60 % объясняют динамику поступлений финансовых ресурсов по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами в анализируемом периоде.

Содержательная интерпретация выявленных в рассматриваемом уравнении связей сводится к следующему.

1. Увеличение индекса Доу Джонса свидетельствует о положительной экономической динамики в США. Значительная часть инвесторов считает ценные бумаги многих американских компаний высоконадежным вложением. По крайне мере, более надежным, чем вложения на emerging markets (развивающихся рынках). Поэтому при появлении возможности заработать на американском рынке более высокий доход часть спекулятивного капитала уходит с развивающихся рынков, включая фондовый рынок России, т. е. имеет место увеличение оттока капитала (см. выше) и сокращение его притока.

2. Прирост индекса РТС является для инвесторов сигналом о возможности получить более высокие доходы на фондовом рынке России, что приводит к увеличению притока прежде всего портфельных инвестиций.

3. Увеличение прироста реальных доходов населения является важной позитивной информацией о состоянии экономики страны. В России расходы на конечное потребление домашних хозяйств в различные годы рассматриваемого периода составляли от 48 до 54 % ВВП [8]. Поэтому увеличение прироста реальных доходов приводит к росту притока капитала в экономику России.

Для моделирования динамики производства большое значение имеет корректное отображение инвестиционных процессов, включая поступление инвестиций из заграницы. Поэтому была выполнена оценка параметров регрессионного уравнения, моделирующего динамику прироста прямых иностранных инвестициях в российскую экономику (табл. 8). При этом необходимо отметить следующие аспекты выполненных расчетов: 1) данные о прямых инвестициях были взяты из платежного баланса РФ и отличаются от информации о прямых инвестициях, приводимой Федеральной службой государственной статистики России; 2) для всего рассматриваемого периода (1999-2010 гг.) не удалось получить уравнение с уровнем коэффициента детерминации выше 20 %, и поэтому приводимые в таблице результаты расчетов относятся к периоду 2005-2010 гг., для которого удалось получить уравнение с удовлетворительными статистическими характеристиками.

Отличие данных о прямых инвестициях, имеющихся в платежном балансе, разрабатываемом Банком России, и данных ФСГС РФ возникают по ряду причин, среди которых отметим следующие: 1) данные ФСГС РФ включают рублевые прямые инвестиции иностранных инвесторов, пересчитанные в долл. США, чего нет в платежном балансе; 2) данные ФСГС РФ не включают прямые инвестиции банков. В целом данные о прямых иностранных инвестициях платежного баланса заметно превосходят соответствующую величину, приводимую в статистических сборниках ФСГС РФ. Например, в 2009 г. по данным платежного баланса прямые иностранные инвестиции составили 36 500 млн долл., США 8, а по данным ФСГС РФ - 15 906 млн долл. США [10. С. 691].

Статистические характеристики регрессионного уравнения по приросту прямых иностранных инвестиций, приведенные в табл. 8, позволяют сделать вывод о том, что спецификация верна. Дадим экономическую интерпретацию полученной зависимости.

1. Увеличение номинального обменного курса доллара США к рублю означает удешевление рубля и стимулирование российского экспорта. С учетом большой экспортной ориентированности российской экономики это стимулирует иностранные инвестиции в Россию.

8 http://www.cbr.ru

Параметры регрессионного уравнения для прироста суммарного оттока финансовых ресурсов по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами платежного баланса России в 1999-2010 гг., поквартальный шаг

Зависимая переменная Независимая переменная Коэффициент Стандартная ошибка /-статистика Уровень значимости /-статистики 1 Характеристики уравнения

Константа 3 130,1 2 197,9 1,42 0,1626 В^ай] = 45,5 %

Прирост Прирост номинального обменного курса доллара США к рублю, руб. за долл. -6876,9 1 972,5 -3,49 0,0013 = 2,6563 ^(5,38) = 8,202195 [0,0000]

суммарного оттока финансовых ресурсов по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами ПБ Прирост номинального обменного курса доллара США к рублю, руб. за долл. (лаг 3-го квартала) -4245,8 1593,6 -2,66 0,0113 Гетероскедастичность СЫА2(1) = 3,478861 [0,0622]

Прирост индекса РТС -44,9 12,1 -3,72 0,0006

Прирост реального ВВП (лаг 1-го квартала) 12,1 6,9 1,77 0,0853

Прирост индекса Доу Джонс (лаг 1-го квартала) 6,8 3,7 1,86 0,0699

* Источник: расчеты автора.

Рис. 1. Динамика индекса РТС и суммарного оттока финансовых ресурсов по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами платежного баланса России в 1999-2010 гг., поквартальный шаг

Рис. 2. Динамика реального ВВП и оттока финансовых ресурсов по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами платежного баланса России в 1999-2010 гг., поквартальный шаг

Параметры регрессионного уравнения для прироста суммарного поступления финансовых ресурсов по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами платежного баланса России в 1999-2010 гг., поквартальный шаг

Зависимая переменная Независимая переменная Коэффициент Стандартная ошибка ¿-статистика Уровень значимости ¿-статистики 1 Характеристики уравнения

Прирост суммарного поступления финансовых ресурсов по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами ПБ Константа -2591,5 1902,2 -1,36 0,1805 ^ай] = 57,7 % = 2,4711 ^(3,41) = 21,0743 [0,0000] Гетероскедастичность СЫА2(1) = 0,126585 [0,7220]

Прирост индекса Доу Джонса (лаг 1-го квартала) -7,9 3,0 -2,65 0,0113

Прирост индекса РТС 64,8 9,4 6,88 0,0000

Прирост реальных доходов населения (лаг 2-го квартала) 5,5 2,4 2,29 0,0274

* Источник: расчеты автора.

Параметры регрессионного уравнения для прироста прямых иностранных инвестиций в экономику России

в 2005-2010 гг., поквартальный шаг

Зависимая переменная Независимая переменная Коэффициент Стандартная ошибка /-статистика Уровень значимости /-статистики 1 Характеристики уравнения

Константа 567,4 920,2 0,61 0,5474 ^ай] = 57,5 %

Прирост прямых иностранных инвестиций Прирост номинального обменного курса доллара США к рублю, рублей за долл. (лаг 2-го квартала) 1217,4 586,9 2,07 0,0570 = 2,9112 ^(5,14) = 6,136834 [0,0033] Гетероскедастичность СЫА2(1) = 0,201428 [0,6536]

Прирост реальной ставки М1БОЯ (лаг 1-го квартала) -326,9 141,9 -2,30 0,0371

Прирост индекса Доу Джонс (лаг 4-го квартала) 3,9 1,2 3,35 0,0047

Прирост индекса РТС 7,5 3,0 2,48 0,0266

Прирост реального ВВП (лаг 2-го квартала) 8,8 2,8 3,09 0,0079

* Источник: расчеты автора.

Баранов А. О. Оценка факторов, определяющих динамику платежного баланса России

19

2. Отрицательная связь иностранных инвестиций с приростом реальной ставки MIBOR объясняется негативным влиянием роста нормы процента на инвестиции, снижению темпов их роста, что негативно влияет и на вложения нерезидентов.

3. Положительное воздействие индекса Доу Джонса на динамику иностранных инвестиций в Россию связано с тем, что в условиях улучшения экономической конъюнктуры в мире инвесторы более склонны к инвестициям, включая инвестиции в развивающиеся рынки.

4. Прирост индекса РТС является важным положительным сигналом для иностранных инвесторов о росте капитализации рынка российских акций, что стимулирует вложения в российскую экономику.

5. Увеличение ВВП является общепризнанным с теоретической и практической точек зрения фактором, позитивно влияющим на инвестиции, включая вложения иностранных инвесторов.

В результате проведенных расчетов и анализа их результатов построены имеющие удовлетворительные статистические характеристики зависимости, позволяющие прогнозировать положительные и отрицательные потоки текущего и капитального счетов платежного баланса России, а также динамику прямых иностранных инвестиций, экспорта и импорта. Различные варианты прогнозных значений прямых иностранных инвестиций, экспорта и импорта могут быть использованы как экзогенные параметры при проведении вариантных прогнозных расчетов с использованием ДММ. Это открывает возможности для более полного отображения влияния внешних шоков на динамику российской экономики при ее прогнозировании.

Список литературы

1. Баранов А. О., Быкова Д. В., Гильмундинов В. М., Павлов В. Н. Динамическая межотраслевая модель с блоком платежного баланса и бюджетным блоком с нечеткими параметрами // Вестн. Новосиб. гос. ун-та. Серия: Социально-экономические науки. 2010. Т. 10, вып. 3. С. 5-17.

2. Гусев М. С., Широв А. А. Прогноз внешней торговли в системе среднесрочного прогнозирования российской экономики // Проблемы прогнозирования. 2009. № 1. С. 3-16.

3. Емельянов С. С. Моделирование экспорта и импорта Российской Федерации в системе прогнозно-аналитических расчетов // Проблемы прогнозирования. 2007. № 2. С. 116-126.

4. Кравченко П. Радужные перспективы платежного баланса России. URL: http://www. ippnou.ru/article.php?idarticle=004158

5. Борисов С. М. Методологические основы построения платежного баланса России // Деньги и кредит. 2006. № 12. С. 38-49.

6. Доугерти К. Введение в эконометрику. М.: ИНФРА-М, 1999. 284 с.

7. Бюллетень банковской статистики. 2008. № 1. С. 10.

8. Бюллетень банковской статистики. 2011. № 7. С. 12.

9. Национальные счета России в 2002-2009 гг.: Стат. сб. М.: Росстат, 2010.

10. Российский статистический ежегодник: Стат. сб. М.: ФСГС, 2010.

Материал поступил в редколлегию 16.08.2011

Á. O. Baranov

ESTIMATION OF THE FACTORS DETERMING BALANCE OF PAYMENTS' DYNAMIC OF RUSSIAN ECONOMY

The paper contents description of the factors which impacted on Russian economy's balance of payments in 1999— 2010. Econometric instruments were used for determination of the factors which impacted on current and capital accounts of Russian economy balance of payments

Keywords: balance of payments, Russian economy.

Приложение

Год Квартал Экспорт товаров и услуг, млн долл. США Импорт товаров и услуг, млн долл. США Поступление по текущему счету ПБ - всего, млн долл. США Выплачено по текущему счету ПБ - всего, млн долл. США Поступления по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами, млн долл. США Отток по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами, млн долл. США

1999 I 17 047 11 797 19 407 15 326 1 827 5 842

II 19 371 13 353 20 345 16 108 -48 1 550

III 21 502 13 253 22 296 16 805 100 4 158

IV 26 698 14 484 27 634 16 827 226 4 914

2000 I 25 711 13 181 28 441 16 842 703 7 478

II 27 779 14 345 28 748 16 936 -1 225 3 093

III 29 522 16 127 30 388 19 838 403 4 076

IV 31 586 17 439 32 581 19 704 560 7 336

2001 I 27 818 15 306 30 855 19 178 -377 6 864

II 28 984 18 809 30 398 21 439 1 594 3 673

III 28 992 19 634 30 326 23 230 -1 074 905

IV 27 531 20 587 29 290 23 089 -2 505 2 369

2002 I 24 558 17 067 27 138 20 717 502 6 042

II 29 588 20 477 30 859 23 185 2 827 3 782

III 32 898 22 643 34 550 27 366 -34 2 626

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

IV 33 868 24 275 35 394 27 557 3 274 10 027

2003 I 34 183 21 105 39 097 27 663 6 701 7 180

II 35 779 24 384 38 427 30 280 7 115 2 757

III 39 695 27 842 42 785 35 509 8 493 14 014

IV 42 501 29 861 45 443 36 890 8 045 4 433

2004 I 41 262 26 251 47 143 34 371 6 384 13 638

II 48 244 30 938 49 036 35 450 3 703 12 071

III 54 466 35 176 58 113 43 002 2 113 10 412

IV 59 831 38 305 64 977 46 933 20 440 9 856

Год Квартал Экспорт товаров и услуг, млн долл. США Импорт товаров и услуг, млн долл. США Поступление по текущему счету ПБ - всего, млн долл. США Выплачено по текущему счету ПБ - всего, млн долл. США Поступления по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами, млн долл. США Отток по счету операций с капиталом и финансовыми инструментами, млн долл. США

2005 I 55 041 32 872 61 303 41 170 13 111 17 384

II 65 751 38 573 71 498 49 149 14 875 21 595

III 71 948 44 237 76 005 55 923 2 469 11 579

IV 76 028 48 497 81 927 59 889 23 887 18 789

2006 I 73 291 39 143 81 295 50 824 20 663 29 774

II 84 190 49 476 90 956 66 542 15 114 -679

III 88 601 55 825 100 332 76 372 -10 089 15 218

IV 88 570 64 553 98 229 82 388 33 546 21 603

2007 I 79 337 53 430 91 841 69 044 43 086 28 784

II 93 059 66 473 106 451 91 754 69 354 20 737

III 100 343 75 216 114 506 98 646 37 395 41 840

IV 120 918 86 511 136 678 112 262 59 494 33 465

2008 I 120 432 74 969 139 475 100 760 29 544 50 061

II 140 003 94 944 160 045 133 210 71 371 36 194

III 151 547 106 086 170 400 140 912 36 610 52 463

IV 110 801 91 331 125 612 117 116 -35 718 94 267

2009 I 65 589 50 645 76 522 66 837 -18 030 14 339

II 78 765 58 646 89 060 81 108 10 274 6 940

III 93 881 66 862 104 082 89 025 10 433 37 151

IV 106 747 77 080 117 409 101 501 5 347 -69 02

2010 I 101 297 59 440 112 551 79 256 2 854 14 001

II 108 420 75 080 120 751 102 714 12 608 3 657

III 109 690 89 787 121 451 115 760 14 715 20 795

IV 125 200 96 701 137 156 123 050 13 759 319 04

Год Квартал Средний за квартал номинальный курс долл. США, руб./долл. Номинальная покварт. ставка мшоя (в % годовых) Реальный ВВП, в ценах 4-го кв. 2001 г., млрд руб. Среднедушевые реальные доходы населения, руб. в месяц, в ценах 4-го кв. 2001 г. Среднеквартальная цена на нефть Urals (долл. США за баррель) Dow Jones Industrial Average - среднеквартальное значение

1999 I 23 63,8 1 822,8 2 072,7 10,6 9 484

II 24,3 51,0 1 960,2 2 292,6 14,3 10 773

III 24,5 31,0 2 291,1 2 315,6 20,1 10 607

IV 26,2 37,1 2 165,3 2 835,2 23,4 11 035

2000 I 28,3 25,3 2 029,9 2 402,2 26,4 10 664

II 28,3 18,0 2 159,5 2 662,5 25,9 10 568

III 27,8 14,1 2 533,0 2 760,6 29,2 10 796

IV 27,9 15,6 2343,4 3 113,4 28,5 10 725

2001 I 28,5 17,2 2 130,5 2 566,0 24,2 10 420

II 28,9 17,5 2 242,7 2 903,2 25,6 10 716

III 29,3 16,2 2 639,4 3 117,0 24,2 9 773

IV 29,8 17,6 2 449,8 3 383,7 18,8 9 649

2002 I 30,8 18,1 2 211,8 3 090,5 19,9 10 143

II 31,3 16,7 2 341,4 3 480,0 23,5 9 705

III 31,5 15,8 2 757,5 3 660,5 25,9 8 331

IV 31,8 14,9 2 600,7 4 041,7 26,3 8 545

2003 I 31,6 11,6 2 380,1 3 551,1 30,3 7 979

II 30,7 7,5 2 529,1 3 959,2 24,1 8 772

III 30,5 7,3 2 927,8 4 085,3 26,9 9 308

IV 29,7 8,4 2 802,0 4 763,2 27,8 10 013

2004 I 28,5 6,1 2 552,4 4 110,2 29,1 10 477

II 29,0 8,8 2 718,8 4 323,1 32,5 10 283

III 29,2 8,5 3 136,8 4 528,9 37,4 10 131

IV 28,3 6,2 2 991,6 5 264,1 37,8 10 413

Окончание табл.

Год Квартал Средний за квартал номинальный курс долл. США, руб./долл. Номинальная покварт. ставка мшоя (в % годовых) Реальный ВВП, в ценах 4-го кв. 2001 г., млрд руб. Среднедушевые реальные доходы населения, руб. в месяц, в ценах 4-го кв. 2001 г. Среднеквартальная цена на нефть Urals (долл. США за баррель) Dow Jones Industrial Average - среднеквартальное значение

2005 I 27,8 5,8 2 685,1 4 313,4 42,3 10 587

II 28,1 5,8 2 884,6 4 917,8 47,2 10 312

III 28,5 6,3 3 359,5 5 158,6 57,3 10 564

IV 28,7 6,8 3 228,0 6 074,7 53,2 10 654

2006 I 28,1 5,2 2 832,8 4 788,0 57,4 10 989

II 27,2 6,3 3 098,1 5 791,9 64,6 11 229

III 26,8 5,8 3 577,8 5 899,5 66,1 11 415

IV 26,6 6,6 3 418,4 7 054,9 56,2 12 255

2007 I 26,3 6,6 3 056,5 5 462,9 53,6 12 415

II 25,9 6,4 3 339,7 6 455,4 64,9 13 366

III 25,5 6,9 3 849,7 6 736,4 72,2 13 488

IV 24,6 7,7 3 728,1 8 025,5 85,0 13 522

2008 I 24,2 6,7 3 316,4 6 030,7 94,0 12 393

II 23,6 6,8 3 590,2 6 985,5 116,1 12 269

III 24,2 7,6 4 080,7 7 330,3 114,1 11 257

IV 27,3 16,5 3 772,9 7 650,1 54,9 8 977

2009 I 34,4 21,1 2 990,4 5 989,7 42,8 7 558

II 32,3 15,2 3 197,5 7 123,5 57,1 8 372

III 31,3 13,3 3 716,3 6 972,2 68,0 9 460

IV 29,4 11,5 3 690,0 8 218,6 73,5 10 162

2010 I 29,8 7,3 3 084,0 6 420,9 75,0 10 416

II 30,2 5,4 3 363,8 7 374,6 76,3 10 306

III 30,6 4,8 3 816,6 7 181,0 75,6 10 423

IV 30,7 4,7 3 873,5 8 360,1 84,6 11 234

* Составлено по данным: [2; 3; 4; 5; 6; 7; 8; 9; 10].

i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.