CC BY
24
O^HKa e^eKTMBHooTi MexaHi3My Mo6mi3a^i 3ao^agmeHb goMorocnogapcTB Ha MaKpopiBHi
Evaluating the Efficiency of the Mechanism for Mobilizing Household Savings at the Macro level
Наталiя Почернша Тетяна Краснодед 1
Nataliia Pochernina, Tetiana Krasnoded
1 Tavria State Agrotechnological University
18 prospect B. Khmelnytskoho, Melitopol, 72310, Ukraine
DOI: 10.22178/pos.44-7
JEL Classification: D14
Received 27.02.2019 Accepted 27.03.2019 Published online 31.03.2019
Corresponding Author: Nataliia Pochernina nataliia.pochernina@tsatu.edu.ua
© 2019 The Authors. This article is licensed under a Creative Commons Attribution 4.0 License
Анотащя. Метою статт e розробка методики оцшювання ефективност пол^ики мобЫзаци заощаджень домогосподарств. Об'ектом дослщження e мехаызм реалiзацГГ макроекономiчноT пол^ики заощаджень в Укра'Гш за перюд 2005-2017 рокiв. Предметом дослiдження e вимiр кумулятивного впливу окремих засобiв державного регулювання на динамiку заощаджень населення.
Огляд лп"ературних джерел показав, що проблема мобiлiзацíГ заощаджень домогосподарств розглядаеться науковцями в контекстi формування швестицшних ресурсiв та як важливий аспект антикризового регулювання та забезпечення економiчного зростання. Аналiз статистичних даних УкраГни виявив значну волатильнiсть частки заощаджень домогосподарств у структурi валових заощаджень уах iнституцiйних секторiв економiки. Така динамка, з одного боку, пщкртлюе тезу про значний ресурсний потенцал заощаджень домогосподарств у формуванн швестицшних кош^в, особливо у перiоди фшансових криз, а з iншого боку, демонструе проблему неефективност державноГ пол^ики мобiлiзацíГ заощаджень в Укран У зв'язку з цим виникае потреба кшькюно'Г оцшки результативностi макроекономiчноT пол^ики мобiлiзацíГ заощаджень на нацiональному рiвнi.
Авторами запропонована методика розрахунку шдексу ефективностi макроекономiчноT полiтики заощаджень на базi набору обраних факторiв. Послщовнють обрахунку включае такi етапи: 1 етап - вимiр тiсноти зв'язку мiж динамiкою заощаджень домогосподарств та окремими макроекономiчними змiнними для виявлення найбтьш дieвих факторiв впливу; 2 етап - нормалiзацiя показникiв та подальше Гх використання в побудовi кореляцшно-регресшно'Г моделi з метою ктькюного вимiру потужностi впливу визначених факторiв на результат; 3 етап - розрахунок шдексу ефективност дм окремих засобiв полiтики мобiлiзацíГ заощаджень.
Встановлено, що державна пол^ики мобiлiзацíГ заощаджень домогосподарств в Укра'Гш мала хвилеподiбну результативнiсть, обумовлену, в першу чергу, неузгодженютю застосування рiзних засобiв та шструментв впливу.
Ключовi слова: заощадження домогосподарств; макроекономiчна полiтика; механiзм мобiлiзацíГ; ефективнють.
Abstract. The purpose of the article is to develop a methodology for assessing the effectiveness of household savings mobilization policy. The object of the study is the mechanism for implementing macroeconomic savings policy in Ukraine for the period of 2005-2017. The subject of the study is the measurement of the cumulative effect of certain means of state regulation on the dynamics of population savings.
The overview of literary sources has shown that the problem of household savings mobilization is considered by scientists in the context of investment resource formation and as an important aspect of anti-crisis regulation and ensuring economic growth. The analysis of statistical data of Ukraine revealed a significant volatility of the share of household savings in the structure of gross savings of all institutional sectors of the economy. This dynamics, on the one hand, reinforces the thesis about considerable resource potential of household savings in the formation of investment funds, especially during periods of financial crises, and on the other hand, demonstrates the problem of ineffectiveness of the state policy of mobilizing savings in Ukraine. In this connection, there is a need for a quantitative assessment of the effectiveness of the macroeconomic policy of mobilizing savings at the national level.
The authors propose a methodology for calculating the macroeconomic savings efficiency index based on a set of selected factors. The sequence of calculations includes the following stages: stage 1 - measurement of the tightness of connection between the dynamics of household savings and individual macroeconomic variables to identify the most effective factors of influence; stage 2 - normalization of the indicators and their further use in constructing a correlation-regression model for the quantitative measurement of the power of influence of certain factors on the result; stage 3 - calculation of the efficiency index of individual policy of the mobilization of savings.
It has been found out that the state policy of household savings mobilization in Ukraine had a wave-like effect, conditioned in the first turn, by the inconsistency of the use of various tools and instruments of influence.
Keywords: household savings; macroeconomic policy; mobilization mechanism; efficiency.
ВСТУП
Потреба забезпечення стабыьних джерел формування швестицшних ресурав за склад-них умов сучасного соцiально-економiчного розвитку Укра'ни актуалiзуe питання мобШ-зацп заощаджень уах секторiв економжи, у тому чи^ й сектору домашшх господарств. Вщтак, макроекономiчна пол^ика заощаджень набувае суттево'1 ваги для антикризо-вого регулювання, тому вдосконалення ме-хашзму 11 реалiзащi е важливим завданням для держави. Визначення напрямiв удоско-налення полiтики мобШзацп заощаджень неможливе без аналiзу 11 результативносп за сучасних умов.
Потреба мобШзацп заощаджень населення висв^лювалась у працях багатьох вчених, як пiдкреслювали значимiсть заощаджень для активiзацii швестицшно! активностi [1, 16, 4, 12, 14, 8], або розкривали макроекономiчнi наслщки цього процесу [15, 5, 2, 3, 13]. У про-цесi аналiзу лiтературних джерел було з'ясовано, що категорiя «заощадження домо-господарств» е системною, осюльки може трактуватися наступним чином: 1) як тип по-
ведiнки шституцшно! одиницi (якiсна характеристика мiкрорiвня); 2) як основне фшан-сове джерело iндивiдуальних швестицш (ю-лькiсний аспект мiкрорiвня); 3) як макроеко-номiчна змiнна (юльюсний аспект макрорiв-ня). Однак, таке розмежування е досить умо-вним, осюльки змша iндивiдуальних рiшень значно'1 кiлькостi домогосподарств щодо роз-подыу доходу мiж споживанням та заоща-дженням в кiнцевому пiдсумку призводить до змши сукупного попиту в короткостроковш та згодом - до змши темтв економiчного зростання у тривалш перспективi. Аспекти такого зав'язку розглядаються у статтях А. Терзi [13, с. 42]. Кiнцевий результат юлью-сно'1 змiни заощаджень населення вщобража-еться, як зауважуе В. Тротна, в змiнi показ-ниюв Системи нацiональних рахункiв [14, с. 19]. Водночас, заощадження домогосподарств, на думку В. Кулик, обумовлюють ю-льюсну визначенiсть фiнансових потоюв в системi економiчного кругообiгу [5, с. 594595]. Тому политика мобШзацп заощаджень мае бути гнучкою та ефективною, а 11 засоби багатоварiантними, за словами С. Буйон [2, с. 124]. На думку Б. Стеценко, в Укра'ш «не вдалося створити ефективних механiзмiв
стимулювання та залучення заощаджень до-могосподарств у фшансову систему» [12, с. 83]. Вщтак, ресурсний потенщал цих заощаджень не реалiзовано повною мiрою за ви-сновком М. Алексеенко i А. Веремчук [16, с. 208]. Отже, незважаючи на значну юльюсть наукових праць у сферi дослщження мехашз-му мобШзацп заощаджень населення, питан-ня не втрачае свое'' актуальность осюльки макроекономiчна полiтика заощаджень е ба-гатоаспектною та мае певш особливостi у рь зних кра'нах. Тому поточний аналiз й резуль-татiв е доцiльним i корисним для формуван-ня стратеги розвитку на середньострокову перспективу. Юльюсна ощнка результатив-ностi застосування рiзних засобiв впливу ва-жлива для вдосконалення державного анти-кризового регулювання та забезпечення майбутнього економiчного зростання. Для сьогодшшньо'' Укра'ни щ завдання входять до перелiку прюритетних.
Метою до^дження е розробка методики ощнювання ефективностi полiтики мобШза-цп заощаджень домогосподарств. Об'ектом дослiдження е мехашзм реалiзацГi макроеко-номiчноi политики заощаджень в Укра'ш за перюд 2005-2017 рокiв. Предметом досль дження е вимiр кумулятивного впливу окре-мих засобiв державного регулювання на ди-намiку заощаджень населення.
РЕЗУЛЬТАТИ ДОСЛ1ДЖЕННЯ
Аналiз статистичних даних Укра'ни виявив значну волатильнiсть частки заощаджень домогосподарств у структурi валових заощаджень уах iнституцiйних секторiв економжи (таблиця 1).
Питома вага заощаджень домогосподарств у вiдсотках до валових заощаджень уах шсти-туцшних секторiв економiки вaрiювaлa вiд максимальних 96 % у 2013 рощ до мМмаль-них 5,8 % у 2017 рощ. Така динамжа, з одного боку, пщкршлюе тезу про значний ресурсний потенщал заощаджень домогосподарств у формуванш швестицшних ресурав, особливо у перюди фiнaнсових криз 2009 та 2012 роюв, а з шшого боку демонструе проблему неефе-ктивностi державно'' полiтики мобiлiзaцГi заощаджень в Укра'ш за перюд 2013-2017 ро-кiв.
Неефективнiсть мaкроекономiчноi полiтики е проблемою, з якою час вiд часу стикаються
уа кра'ни свiту. Мало того, за словами Н. Фа-брис та Г. Галич ця неефектившсть здатна провокувати «нарощування глобального системного ризику» та появу свiтових фшансо-вих криз [3, с. 134]. У зв'язку з цим виникае потреба юльюсно'' ощнки результaтивностi мaкроекономiчноi полiтики мобiлiзaцГi заощаджень на нащональному рiвнi.
Таблиця 1 - Валове заощадження в структурi використання наявного доходу (на основi даних СНР), у фактичних цЫах, млн. грн._
Роки Домашш господарства Уся економжа Домашш господарства у % до ydei' економжи
2005 46214 113362 40,76675
2006 44669 126980 35,17798
2007 48497 177217 27,36588
2008 53467 197473 27,0756
2009 82184 151746 54,15892
2010 164663 197649 83,31082
2011 126487 208406 60,69259
2012 175256 198619 88,23728
2013 146658 152610 96,09986
2014 59983 183587 32,67279
2015 67032 352968 18,99096
2016 54839 483445 11,34338
2017 32627 563278 5,792344
Примаки: складено авторами на основi даних «Рахунки шституцшних секторiв економки» [10] та власних розрахунюв
У даному дослiдженнi зроблена спроба роз-рахувати iндекс ефективносп макроекономь чно'' полiтики заощаджень на основi вузького кола обраних фaкторiв. Методика обрахунку здiйснювaлaсь у такш послiдовностi:
1 етап - виявлення тюноти зв'язку мiж дина-мжою заощаджень домогосподарств та окре-мими мaкроекономiчними змiнними для виявлення найбыьш дiевих фaкторiв впливу;
2 етап - нормaлiзaцiя покaзникiв та подальше ''х використання в побудовi кореляцшно-регресшно'' моделi з метою юльюсного вимь ру потужностi впливу визначених фaкторiв на результат;
3 етап - розрахунок шдексу ефективностi дп окремих зaсобiв полiтики мобiлiзaцГi заощаджень.
У якосп результативно! ознаки моделi обра-но частку заощаджень домогосподарств у ва-лових нащональних заощадженнях (у %). У якосп факторних ознак на першому етат ро-зглядались 17 макроекономiчних змшних, якi, на наш погляд, впливають на заощадження населення. Динамжа цих показникiв за перiод 2005-2017 роюв виступала базою для подальших розрахункiв [10; 7; 6]. Для ощнки тiсноти зв'язку мiж результативною ознакою та факторними ознаками викорис-товувався метод рангово1 кореляцп Стрмена за формулою (1):
р = 1 — 6
Sd2
(1)
де p - коефiцieнт кореляцп paHriB;
d - piзниця paHriB кожно'' пари поpiвнювa-них значень (d = dx - dy);
n - кiлькiсть ознак ранжування (n = 13 для 2005-2017 роюв).
Для випадюв кнування пов'язаних рангiв ко-ефiцiент Стрмена обчислювався за формулами (2)-(4):
Р = 1
£б d2 +А +В
(2)
А = ¿Z(4 - Ajl В = (В I - Bfc),
(3)
(4)
де 7 - номера зв язок по порядку для ознаки х;
А - число однакових ранпв у 7 зв'язщ з х; к - номери зв'язок по порядку для ознаки у; В - число однакових ранпв у к зв'язщ зу.
Статистична значимкть коефщента рангово1 кореляцп Стрмена визначалась на основi йо-го порiвняння з критичною точкою розподь лу, розраховано1 за формулою (5):
Ткр = t(a;k)
1-Р2
(5)
де Т^ - критична точка розподыу;
а - рiвень значимостi (а = 0.05)
к - число степешв свободи (для перiоду 2005-2017 к = п - 2 = 13 - 2 = 11).
Яюсна характеристика зв'язку здшснювалась на основi шкали Чеддока.
Результати aнaлiзу пpедстaвленi у таблиц 2.
Таблиця 2 - Оцшка тiсноти зв'язку мiж факторними ознаками та часткою заощаджень домогосподарств у валових заощадженнях Украши_
Факторш ознаки Коефщ1ент ранговоТ кореляцп Характеристика зв'язку Статистична значимюгь зв'язку
Проценты! ставки депозитних корпорацш за новими депозитами домогосподарств у нацюнальнш валют 0,14 Слабкий i прямий Tkp = 0,66 > 0,14 = р не значимий
Середньор1чний курс гривш щодо долара, грн. за 1 дол. США -0,303 Слабкий i зворотний Tkp = 0,63 > 0,303 = р не значимий
1ндекс споживчих цш (грудень до грудня попереднього року), % - 0,79 Сильний i зворотний Tkp = 0,41 < 0,79 = р значимий
Шльюсть кредитних стлок 0,29 Слабкий i прямий Tkp = 0,63 > 0,303 = р не значимий
Валов1 страхов! прем!1, млн. грн. -0,45 Слабкий i зворотний Tkp = 0,59 > 0,45 = р не значимий
Середньомюячна номшальна заробггна плата, грн. -0,33 Слабкий i зворотний Tkp = 0,63 > 0,303 = р не значимий
Сощальш допомоги та шш1 одержан! поточш трансферти у % до доход1в домогосподарств 0,57 Помipний i прямий Tkp = 0,54 < 0,57 = р значимий
Частка одержаних доход1в вщ власносп у доходах домогосподарств, % 0,63 Помipний i прямий Tkp = 0,51 < 0,63 = р значимий
Факторш ознаки Коеф^ент рангово! кореляцп Характеристика зв'язку Статистична значимюгь зв'язку
Поточш податки на доходи, майно та шш1 сплачеш поточш трансферти у % до витрат домогосподарств -0,82 Сильний i зворотний Т1ф = 0,38 < 0,82 = р значимий
Р1вень зайнятосп населення вжом 15-70 рогав, % 0,718 Сильний i прямий Ткр = 0,46 < 0,718 = р значимий
Р1вень зареестрованого безробггтя, % -0,071 Слабкий i зворотний Ткр = 0,66 > 0,071 = р не значимий
Чистий прибуток, збиток мжрошдприемств, млн. грн. 0,93 Сильний i прямий Ткр = 0,25 < 0,93 = р значимий
Наявний дохщ у розрахунку на одну особу, грн. 0,099 Слабкий i прямий Ткр = 0,66 > 0,099 = р не значимий
Середнш розм1р прожиткового м1шмуму, грн. на мюяць -0,33 Слабкий i зворотний Ткр = 0,63 > 0,33 = р не значимий
Обсяг приватних грошових переказ1в в Украшу, млн. дол. США -0,099 Слабкий i зворотний Ткр = 0,66 > 0,099 = р не значимий
1ндекс ПФТС 0,36 Слабкий i прямий Ткр = 0,62 > 0,36 = р не значимий
Частка оплати житла, комунальних продук™ та послуг у сукупних витратах, % -0,469 Слабкий i зворотний Ткр = 0,59 > 0,469 = р не значимий
Примаки: складно автором з використанням сервюу MS Excel «Коефщент Стрмена» [11]
Отримаш даш дали можливкть виявити фак-торш ознаки, що мали сильний та помiрний вплив на частку заощаджень домогосподарств у валових заощадженнях (У). Серед них: частка поточних податюв на доходи, майно та iншi сплачеш поточш трансферти у витратах домогосподарств (ЧПП), чистий прибуток/збиток мшропщприемств (ЧП/З), шдекс споживчих цш (грудень до грудня по-переднього року (1Ц), рiвень зайнятостi населення вшом 15-70 рокiв (РЗ), частка одержать_
них доходiв вiд власностi (ДВ) та частка сощ-альних допомог та шших одержаних поточних трансферов (СТ) у доходах домогосподарств.
Другий етап аналiзу полягав у нормалiзащi обраних показникiв за допомогою функцiй НОРМАЛИЗАЦ1Я та НОРМ.СТ.РАСП програми MS Excel, результати яко'' наведеш у табли-цi 3.
Y ЧПП ЧП/З 1Ц РЗ ДВ СТ
0,446565 0,166352 0,347271 0,374857 0,40416 0,131593 0,874993
0,373319 0,300331 0,318473 0,418585 0,463184 0,137206 0,78296
0,27864 0,550736 0,323902 0,591357 0,694375 0,194553 0,36068
0,275358 0,595569 0,226926 0,766908 0,831176 0,227467 0,574526
0,624721 0,415286 0,560956 0,442593 0,40416 0,369899 0,956831
0,903602 0,141498 0,937262 0,33586 0,611421 0,935615 0,704332
0,704899 0,155173 0,882836 0,207054 0,79064 0,809626 0,42141
0,929045 0,164862 0,953859 0,108271 0,881811 0,845093 0,457365
0,958562 0,23143 0,824906 0,120066 0,948936 0,870319 0,586252
0,341756 0,957544 0,258909 0,830391 0,142632 0,858438 0,425372
0,192231 0,813364 0,292751 0,9948 0,160238 0,574222 0,447472
0,129668 0,861759 0,20235 0,446042 0,097862 0,311556 0,04227
0,094185 0,923945 0,081244 0,491159 0,074368 0,123923 0,02984
На основi цих даних ощнювалась множинна корелящя за допомогою пакету аналiзу MS Excel, матриця яко'' наведенi у таблицi 4.
За допомогою матриц були виявленi факто-ри, що спричиняли ефект мультиколшеарно-стi моделi (iндекс парно'' кореляцп>0,7), а та-
кож властивкть гетероскедастичностi. Усi iншi фактори були задiянi для побудови ре-гресшно'' моделi зв'язку мiж часткою заоща-джень домогосподарств та факторними озна-ками.
Таблиця 4 - Матриця па
зних коефiцieнтiв кореляцй для ТОП-факторних ознак
Y ЧПП ЧП/З 1Ц РЗ ДВ СТ
Y 1
ЧПП -0,81299 1
ЧП/З 0,95921 -0,79225 1
1Ц -0,73013 0,744937 -0,7103 1
РЗ 0,71366 -0,74208 0,695597 -0,54872 1
ДВ 0,715519 -0,28227 0,758097 -0,27369 0,344657 1
СТ 0,473247 -0,64059 0,338381 -0,14677 0,336391 0,033931 1
Застосування регресшно'' моделi для аналiзу заощаджень обГрунтовано у працях багатьох науковщв, зокрема О. Ватаманюка [15],
О. Смiрнова [9, с. 15], П. Океро, М. Ндугбу [8, с. 111]. Результати моделювання наведеш у таблиц 5.
Таблиця 5 - Регресшна модель зв'язку
Регресшна статистика
Множинний R 0,98
R-квадрат 0,96
Нормований R-квадрат 0,95
Стандартна похибка 0,071
Спостереження 13
Дисперсшний aHaAi3
df SS MS F Значимкть F
Регреая 3 1,1042 0,3681 72,28 1,28E-06
Залишок 9 0,0458 0,0051
Разом 12 1,1500
Коефщенти Стандартна похибка t-статистика P-значення Нижш 95% Верхш 95% Нижш 95,0% Верхш 95,0%
Y-перетин 0,2931 0,0734 3,9916 0,0032 0,1270 0,4592 0,1270 0,4592
Х1 -0,6023 0,0807 -7,4594 3,85E-05 -0,785 -0,42 -0,785 -0,42
Х2 0,526 0,065 8,0942 2,01E-05 0,379 0,673 0,379 0,673
Х3 0,4159 0,0741 5,6149 0,0003 0,2484 0,584 0,248 0,584
У моделi iндексу споживчих щн привласнено позначення Х1, частщ одержаних доходiв вiд власностi у доходах домогосподарств - Х2, частщ сощальних допомог та шших одержаних поточних трансфертiв у доходах домогосподарств - Х3.
Ощнка якостi моделi Грунтувалася на таких висновках: коефщент множинно'' кореляцй'
R=0,98 демонструе сильний зв'язок мiж озна-кою Y та факторами Х; нормований коефщь ент детермiнацГi показуе, що змша Y на 95% обумовлена змшою факторних ознак Х1, Х2, Х3. Перевiрка загально'' якосп рiвняння на основi критерiю Фшера показало переви-щення емпiричного F=72,28 над табличним значенням при ступенях свободи к1=3 и k2=n-m-1=13-3-1=9 (Fp (3;9)=3.86), на основi
чого можна зробити висновок, що коефщент детермшацп статистично значимий та рiв-няння регресп статистично надшне. Перевiр-ка на наявшсть автокореляцп залишкiв дала можливкть визначити коефiцiент Дарбша-Уотсона БШ=2.09, який у порiвняннi з табли-чними даними для п=13 и к=3 ^вень значи-мостi 5 %) dl = 0.82; й2 = 1.75 показав залеж-шсть 0.82<2.09 та 1.75<2.09< 4-1.75, що пщт-верджуе вiдсутнiсть автокореляцп залишюв. Отримане рiвняння регресп мае вигляд: У=0.2931 -0.6023X1 +0.526X2+0.4159X3.
Стандартизоване рiвняння регресп 1=-0.52Ш +0.56Х2 +0.378Х3 дозволило зробити висновок про быьш сильний вплив на заощадження фактору «Одержаш доходи вщ власносп». Пораховано роздыьш коефiцiенти детермшацп на основi парних коефiцiентiв кореляцп з таблиц 4:
й2 = -0. 73 X (-0.52 1) = 0. 38;
й2 = 0.72 X 0.56 = 0.4;
й 2 = 0.47X 0.3 78 = 0. 18.
Виходячи з умови X ^2 = Я2 = 0.96 визначено ваговий коефщент для кожно1 факторно1 ознаки:
IV! = 0. 38/0.96 = 0.396;
и/2 = 0.40/0.96 = 0.417; и/3 = 0. 18/0.96 = 0. 187.
Третш етап аналiзу передбачав розрахунок шдексу ефективносп набору засобiв мобШ-зацп заощаджень як вщношення вихщного шдексу до вхщного шдексу. Вхщний шдекс розраховувався сумуванням добутюв трьох факторних ознак на вщповщний ваговий ко-ефiцiент (X^X). Вихщний iндекс представлений нормалiзованим значенням приросту фiнансових активiв домогосподарств. Вибiр даного параметру обумовлений двома аспектами: 1) быьшою питомою вагою фiнансових активiв у структурi заощаджень домогосподарств порiвняно з нагромадженням нефiна-нсових активiв; 2) орiентацiю фiнансових по-середниюв на мобiлiзацiю грошових заощаджень населення, на чому наголошуе частина науковщв, зокрема М. Алексеенко [1, с. 10]. Послщовшсть обрахунку шдексу ефективносп наведено у таблищ 6.
Таблиця 6 - Розрахунок шдексу ефективносп полп~ики мобiлiзацГГзаощаджень
Роки X1 W2 X2 w3X3 Вхщний шдекс Вихщний шдекс Ief
2005 0,1484 0,0549 0,1636 0,3669 0,3473 0,947
2006 0,1658 0,0572 0,1464 0,3694 0,3185 0,862
2007 0,2342 0,0811 0,0674 0,3827 0,3239 0,846
2008 0,3037 0,0949 0,1074 0,5060 0,2269 0,448
2009 0,1753 0,1542 0,1789 0,5084 0,5610 1,103
2010 0,133 0,3902 0,1317 0,6549 0,9373 1,431
2011 0,082 0,3376 0,0788 0,4984 0,8828 1,771
2012 0,0429 0,3524 0,0855 0,4808 0,9539 1,984
2013 0,0475 0,3629 0,1096 0,5200 0,8249 1,586
2014 0,3288 0,3580 0,0795 0,7663 0,2589 0,338
2015 0,3939 0,2395 0,0837 0,7171 0,2928 0,408
2016 0,1766 0,1299 0,0079 0,3144 0,2024 0,644
2017 0,1945 0,0517 0,0056 0,2518 0,0812 0,323
Примаки: складно за розрахунками автора
Значення шдексу > 1 означае ефективне використання обраних засобiв полники мо-бiлiзацii заощаджень; умова /е/- < 1 свiдчить про неефектившсть застосування засобiв державного впливу. Графiчне представлення динамiки iндексу ефективносп у порiвняннi з
динамiкою шдексу щн, приросту доходiв вiд власносп та сощальних трансфертiв, наведе-не на рисунку 1, дае можливкть у спрощено-му пiдходi охарактеризувати мiру взаемодП засобiв макроекономiчноi полники мобiлiза-цГ1 заощаджень домогосподарств.
Рисунок 1 - Динамка шдексу ефективност моб^зацп заощаджень домогосподарств УкраТни
за 2005-2017 роки
2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017
1ндекс ефективносп .......Ilopir ефективносп
1ндекс споживчих шн (грудень до грудня попереднього року), %
Темп приросту одержаних доход iß вщ власноста (до попереднього року), %
Темп приросту сощальних допомогта шших одержаних поточних трансферов, %
ВИСНОВКИ
Аналiз факторiв заощаджень домогосподарств в Укра'ш за перiод 2005-2017 рокiв дозволив виокремити найбыьш дieвi з них, як можна вважати «локомотивом впливу» на ощадну поведiнку домогосподарств у цей пе-рiод. До них вщносяться поточнi податки на доходи та майно домогосподарств, прибутко-вють мiкропiдприeмств, iндекс споживчих цiн, рiвень зайнятостi, доходи вiд власностi та сощальш трансферти. Отже, основними засо-бами макроекономiчноi полiтики мобШзаци заощаджень протягом визначеного перюду виступали податкове регулювання, стимулю-вання малого бiзнесу та самозайнятостi, ан-тиiнфляцiйне регулювання, захист прав вла-сностi, процентна та трансфертна полп'ика.
Методику юльюсно1 оцiнки ефективностi по-лiтики мобШзацп заощаджень домогосподарств запропоновано здшснювати за допо-могою iндексу, що порiвнюe результат ощад-но'1' активносп домогосподарств (у виглядi приросту фшансових активiв) з внеском де-юлькох факторних ознак, якi обрано за кри-терieм формування яшсно! кореляцшно-регресшно1 моделi зв'язку. До них вщнесено iндекс споживчих цiн, частка одержаних до-ходiв вiд власносп та частка соцiальних до-помог та шших одержаних поточних трансферов у доходах домогосподарств Украши. Модель дозволила виявити хвилеподiбну ре-зультативнiсть полiтики мобШзацп заощаджень. Зокрема, вихщ iндексу у зону ефективносп у 2009 рощ пов'язаний, передуам, зi
с^мким зростанням доходiв вщ власносп, що пояснюеться збыьшенням процентних доходiв на депозити в шоземнш валютi, а та-кож позитивним ефектом антшнфляцшного регулювання. Зменшення ефективностi про-тягом 2012-2013 року обумовлена втратою потенцiалу мобШзацп заощаджень з боку таких засобiв впливу як трансфертна полiтика та политика доходiв. У графiчному виглядi модель дозволяе продемонструвати асинх-ронний напрям застосовуваних засобiв впливу. Неефектившсть перiоду 2014-2017 демон-
СПИСОК ВИКОРИСТАНИХ ДЖЕРЕЛ / REFERENCES
струе проблему неузгодженосп застосовуваних засобiв державного впливу в механiзмi мобШзацп заощаджень населення.
Перспективи подальших розвiдок у цьому напрямi спрямоваш на виявлення потенцiалу вiдновлення ефективносп механiзму мобШ-зацп заощаджень домогосподарств Украши засобами макроекономiчноi полiтики, зокре-ма посилення 'х кумулятивного ефекту за ра-хунок синхрошзацп прийняття рiшень на ма-крорiвнi.
1. Alekseienko, M. (2016). Praktyka zaluchennia finansovymy poserednykamy zaoshchadzhen
naselennia [The activities of financial intermediaries on accumulation of household savings] Finansy, oblik i audyt, 1, 9-19 (in Ukrainian)
[Алексеенко, М. (2016) Практика залучення фшансовими посередниками заощаджень населення. Фшанси, облж i аудит, 1, 9-19].
2. Bouyon, S. (2014, October). A Review of Policy Options for Monitoring Household Saving. Retrieved
from
https://www.files.ethz.ch/isn/185342/ECRI%20RR%2015%20Review%20of%20the%20polic y%20options%20for%20monitoring%20household%20saving.pdf
3. Fabris, N., & Galic, J. (2015). Essay on Saving and Consumption. Journal of Central Banking Theory and
Practice, 4(3), 123-136. doi: 10.1515/jcbtp-2015-0014
4. Ivanko, A.V. & Makedon, H.M. (2017). Porivnialnyi analiz stanu ta tendentsii zaoshchadzhen
domohospodarstv Ukrainy [Comparative Analysis of State and Tendencies of Households Saving of Ukraine]. Naukovipratsi Kirovohradskoho natsionalnoho tekhnichnoho universytetu. Ekonomichni nauky, 31, 142-148 (in Ukrainian)
[1ванько, А. & Македон, Г. (2017). Порiвняльний аналiз стану та тенденцш заощаджень домогосподарств Украши. HayKoei пращ Кровоградсъкого нащоналъного техтчного утверситету. EKomMiHrn науки, 31, 142-148].
5. Kulyk, V. (2017). Zaoshchadzhennia yak vyznachalnyi faktor staloho ekonomichnoho rozvytku
[Savings as a definitive factor of sustainable economic development]. Hlobalni ta natsionalni problemy v ekonomitsi, 19, 593-599 (in Ukrainian)
[Кулик, В. (2017). Заощадження як визначальний фактор сталого економiчного розвитку. Глобалъш та нацюналът проблеми в економщ, 19, 593-599].
6. Natsionalna komisiya, shcho zdiisniuie derzhavne rehuliuvannia u sferi rynkiv finansovykh posluh.
(2019). Ohliad rynkiv finansovykh posluh. Retrieved February 1, 2019, from https://www.nfp.gov.ua/ua/Ohliad-rynkiv.html (in Ukrainian)
[Нащональна комгая, що здшснюе державне регулювання у сферi ринюв фшансових послуг. (2019). Огляд ринюв фшансових послуг. Актуально на 01.02.2019. URL: https://www.nfp.gov.ua/ua/Ohliad-rynkiv.html].
7. Natsionalnyi bank Ukrainy. (2019). Periodychni vydannia NBU. Retrieved February 1, 2018, from
https://bank.gov.ua/control/uk/publish/article?art_id=15727773&cat_id=36450 (in Ukrainian)
[Нащональний банк Украши. (2019). Перюдичт видання НБУ. Актуально на 01.02.2019. URL: https://bank.gov.ua/control/uk/publish/article?art_id=15727773&cat_id=36450].
8. Okere, P., & Ndugbu, M. (2015). Macroeconomic Variables And Savings Mobilization In Nigeria.
International Journal for Innovation Education and Research, 3(1), 105-116.
9. Smirnov, O. (2010). Zaoshchadzhennia naselennia v konteksti antykryzovoi polityky [Population
savings in the context of anti-crisis policy]. Naukovipratsi Mykolaivskoho derzhavnoho humanitarnoho universytetu im. Petra Mohyly, 126(113), 11-19 (in Ukrainian) [Смiрнов, О. (2010). Заощадження населення в контекст антикризово'' полггики. Науков1 пращ Миколаюського державного гумантарного утверситету iM. Петра Могили, 126(113), 11-19].
10. State Statistics Service of Ukraine. (2019). Statistical Information. Retrieved February 1, 2018, from
http://www.ukrstat.gov.ua/menu/publikac.htm (in Ukrainian)
[Державна служба статистика Укра'ни. (2019). Статистична тформащя. Актуально на 01.02.2018. URL: http://www.ukrstat.gov.ua/menu/publikac.htm].
11. Statystyka on-line. (2019). Analiticheskajagruppirovka [Analytical grouping]. Retrieved February 1,
2019, from https://math.semestr.ru/group/index.php (in Russian)
[Статистика онлайн. (2019). Аналитическая группировка. Актуально на 01.02.2019. URL: https://math.semestr.ru / group/index.php].
12. Stetsenko, B. (2017). "Indyvidualni investory - finansovi instytutsii": problemy vzaiemodii v
Ukraini. ["Individual investors - financial institutions": problems of interaction in Ukraine]. Ekonomika i menedzhment, 24(72), 83-87 (in Ukrainian)
[Стеценко, Б. (2017). «1ндивщуальш швестори - фiнансовi шституцп»: проблеми взаемодп в Укра'ш. Економжа iменеджмент, 24(72), 83-87].
13. Terzi, A. (2016). A T-shirt model of savings, debt, and private spending: lessons for the euro area.
European Journal of Economics and Economic Policies: Intervention, 13(1), 39-56. doi: 10.4337/ejeep.2016.01.05
14. Tropina, V. (2016). Zaoshchadzhennia naselennia yak osnova formuvannia investytsiinoho
potentsialu domohospodarstv [Savings of population as basis for formation of investment potential of households]. Ekonomika ta derzhava, 1, 18-21(in Ukrainian) [Тротна, В. (2016). Заощадження населення як основа формування швестицшного потенщалу домогосподарств. Економжа та держава, 1, 18-21] .
15. Vatamaniuk, O. (2007). Zaoschadzhennya v economitsi Ukrajini: makroekonomichniy analiz [Savings
in the economy of Ukraine: macroeconomic analysis]. Lviv: Vydavnytstvo Lvivskoho universytetu im. I. Franka (in Ukrainian)
[Ватаманюк, О. (2007). Заощадження в економщ Украти: макроекономiчний аналiз. Львiв: Видавництво Львiвського ушверситету iм. I. Франка].
16. Veremchuk, A. (2017). Resursnyi potentsial zaoshchadzhen domohospodarstv Ukrainy [Resource
potential of Ukrainian households' savings]. Demohrafiia ta sotsialna ekonomika, 2(30), 202-210. doi: 10.15407/dse2017.02.202 (in Ukrainian)
[Веремчук, А. (2017) Ресурсний потенщал заощаджень домогосподарств Укра'ни. Демографiя та сощальна економжа, 2(30), 202-210. doi: 10.15407/dse2017.02.202].
