CC BY
53
16 (220) - 2006
Денежное обращение
развитие подходов к построению индекса базовой инфляции для оценки внешней стоимости денег
К. Н. КОРИЩЕНКО, кандидат экономических наук Г. М. ГАМБАРОВ, кандидат экономических наук И.В. ШЕВЧУК
1. Потребность во введении концепции «внешней стоимости денег»
Переход к режиму инфляционного таргетиро-вания, а также рассмотрение инфляции в качестве главной цели денежно-кредитной политики, характерные в настоящее время для большинства центральных банков мира, поставили проблему выбора целевого показателя инфляции в разряд ключевых вопросов, решение которых продолжается уже более 30 лет и не нашло исчерпывающего ответа до сих пор. Несмотря на определенную разобщенность режимов денежно-кредитного регулирования в разных странах, на нынешнем этапе развития методологической основы теории оценки инфляции общепризнанным и наиболее распространенным подходом является построение индекса потребительских цен (далее — ИПЦ) и его интерпретация в качестве темпа изменения уровня цен и покупательной способности национальной денежной единицы.
Повышение конкретизации требований к деятельности национальных органов денежно-кредитного управления, с одной стороны, и роли «немонетарных» факторов ценообразования, — с другой, способствовали проведению методологического разделения концепций «изменения общего уровня цен», рассчитываемого с использованием ИПЦ, и «изменения покупательной способности денег». В представлении основного течения теории оценки инфляции (mainstream), подобное разделение является по меньшей мере бесполезным, поскольку покупательная способность националь-
ной денежной единицы признается величиной, обратной общему уровню цен.
Однако определение общего уровня цен на основе индекса цен товаров потребительской корзины имеет микроэкономическую концептуальную основу, положения которой были развиты в теории стоимости жизни, а потому наиболее адекватно учитывает и описывает лишь поведенческие характеристики субъектов экономики. Изменение их потребительских возможностей напрямую определяется динамикой индекса цен покупаемых ими товаров, которая может иметь как «монетарную», так и «немонетарную» природу. Первая — следствие изменений покупательной способности денежной единицы, вторая обусловлена изменением стоимости отдельной товарной группы или всей потребительской корзины при сохранении покупательной способности денег неизменной. Принципиально важной характеристикой этого деления является то, что первый процесс — макроэкономический, тогда как второй — это скорее ценовая динамика локальных товарных рынков, т. е. он является микроэкономическим по своей природе, а потому выходит за пределы обзора и регулирования денежных властей. Денежно-кредитная политика — это макроэкономическая политика, которая не может и не должна реагировать на микроэкономические процессы, поэтому флуктуации цен на отдельных рынках не должны являться предметом беспокойства центрального банка.
Концептуальные проблемы выбора показателя инфляции позволяют сделать даже более сильное
заключение. В силу наличия в экономике макроэкономических ценовых процессов немонетарной природы (изменение налогов, регулируемых цен и др.) управляемый центральным банком показатель инфляции может быть сужен до величины, определяемой исключительно динамикой объема денег в обращении. Такой показатель инфляции, введенный еще в конце XIX в. представителем австрийской школы экономической мысли Карлом Менгером, получил название «внутренней стоимости денег», а в 1996 г. обрел операционное представление в работе Фейс-Фолкерстма1, в которой была изложена модель его оценки.
Однако предпринятые в последние годы зарубежными учеными и экспертами попытки применения модели Фейс-Фолкерстма на данных развитых (Европеский союз, Нидерланды), а в особенности развивающихся, стран (Венгрия, Чехия) показали принципиальную практическую ограниченность разработанной концепции, обусловленную, прежде всего, проблемой демаркации долгосрочной стоимостной динамики товаров и денег. Фундаментальной идеей Менгера, сформировавшей основу его теории инфляции, было представление об инфляционном процессе как о совместной реализации двух явлений: изменения стоимости товаров и изменения стоимости денег. По Менгеру, инфляцию следует отождествлять лишь с динамикой стоимости денег, которая была им названа «внутренней стоимостью денег». Однако идентифицировать ее без наложения дополнительных ограничений на структуру базовых макроэкономических взаимосвязей (выпуск — деньги — инфляция) не представляется возможным, в связи с чем определение внутренней стоимости денег через построение индекса базовой инфляции, по существу, формирует необходимость разработки комплексной макроэкономической модели функционирования экономики.
Задачу оценки базовой инфляции в соответствии с идеей Менгера можно значительно упростить посредством перехода к концепции «внешней стоимости денег». В отличие от внутренней стоимости, внешняя стоимость предполагает устранение лишь относительных ценовых колебаний с выделением общего тренда, который по построению вбирает в себя траекторию изменений внутренней стоимости, и при определенных условиях достаточно близко приближается
1 Fase M., Folkertsma C.«Measuring core inflation: an attempt to operationalise Carl Menger's concept of the inner value of money» // De Nederlandsche Bank Staff Reports, № 8, 1996.
к ней. Реализация предлагаемого подхода в предыдущем исследовании авторов для определения внешней стоимости валюты продемонстрировала высокую эффективность и практическую полезность данного подхода2. По этой причине в настоящей работе предпринимается попытка распространить основные принципы оценки внешней стоимости на анализ ценовых процессов в российской экономике.
2. Место базовой инфляции в системе целевых показателей денежно-кредитной политики
Все приведенные идеи «исправления» индекса потребительских цен в целях лучшего отражения подконтрольного центральному банку показателя инфляции в той или иной степени ориентированы на исключение отдельных компонент, искажающих общую картину ценовой динамики, из расчета и имеют целью построение так называемого индикатора «базовой» инфляции (underlying inflation), выступающего в настоящее время неразрывным спутником показателя традиционной или «заглавной» инфляции (headline inflation). Попытки «очищения» индекса потребительских цен и оценка инфляционного ядра получили особенно бурное развитие в последние годы, что подтверждается появлением большого числа работ на эту тему и проведением многочисленных семинаров, в том числе международного уровня. Одна из таких встреч разработчиков новых подходов и методов оценки базовой инфляции состоялась в феврале 1999 г. и проходила в Банке международных расчетов, где были представлены работы ученых и практиков США, Великобритании, Японии, европейских и других стран мира3.
Намерение центральных банков большинства стран мира разработать монетарно ориентированный показатель инфляции не следует расценивать как стремление заменить общераспространенный индекс потребительских цен новым целевым показателем. Напротив, введение базовой инфляции в качестве единственного таргетируемого показателя, как показал опыт Национального банка Чешской Республики, не принесло значимых улучшений в результаты проводимой денежно-кредитной политики, а последующая ревизия целевого показателя
2 Корищенко К. Н., Гамбаров Г. М., Шевчук И. В. Развитие подходов к построение эффективных валютных курсов для оценки внешней стоимости валюты // Финансы и кредит. — 2006. — № 6.
3 «Measures of underlying inflation and their role in the conduct of monetary policy» // Proceedings of the workshop of central bank model builders, held at the BIS on 18-19 February, 1999.
значительно повлияла на общественную оценку действий центрального банка.
В момент введения режима инфляционного таргетирования Национальный банк Чешской Республики столкнулся с необходимостью выбора показателя таргетирования, который, в конечном итоге, был сделан на основе методологического компромисса интересов и возможностей основных сторон. Если для центрального банка наиболее «удобной» целевой переменной выступает базовая инфляция в самом узком варианте (например, в виде показателя внутренней стоимости денег), то для субъектов экономики, основной расходной статьей которых являются компоненты потребительской корзины, максимально полно уровень их покупательной способности находит отражение в заглавной инфляции. Национальный Банк Чешской Республики ввел новый показатель инфляции — чистую инфляцию, которая исключала из расчета цены, подлежащие административному регулированию. Тем самым он обезопасил себя от потенциально возможного необоснованного обвинения в недостаточно эффективном денежно-кредитном регулировании и в то же время предоставил правительству возможность принимать решения о регулировании цен без необходимости использования рычагов монетарного воздействия в целях смягчения неблагоприятных результатов государственной ценовой политики.
Анализ развития инфляционных процессов и роль административного ценового регулирования в Чешской Республике, произошедшие в течение последующих нескольких лет, продемонстрировали ошибочность принятого Национальным банком решения. Динамика общей инфляции оказалась намного менее волатильной, чем предполагалось ранее, а вклад государственной ценовой политики не сыграл какой-либо значимой роли в развитии инфляционных процессов. Единственной альтернативой для Национального банка был отказ от использования введенного показателя чистой инфляции, поэтому с апреля 2001 г. инфляционное таргетирование в Чешской Республике стало базироваться на показателе заглавной инфляции.
Таким образом, как вытекает из представленного примера зарубежного опыта, не следует предпринимать усилий по введению новых показателей инфляции в условиях, когда вклад немонетарных факторов не может представлять угрозы правильной интерпретации индикаторов денежно-кредитной политики. Смена таргетирующих показателей во многих случаях приводит к меньшей транспарен-
тности и большей неопределенности в отношении предпринимаемых действий денежных властей.
3. Обоснование разработки и введения показателя базовой инфляции
Разработка и введение показателя базовой инфляции определяются не только необходимостью исключения из расчета цен товаров и услуг, подлежащих государственному регулированию. Фундаментальным принципом построения базовой инфляции служит утверждение о том, что таргети-руемый показатель должен исключать воздействие не только факторов, неподконтрольных центральному банку (таких как рассмотренные выше «немонетарные» источники ценовой динамики), но и тех, на действие которых центральный банк не должен реагировать, хотя потенциально имеет возможность нейтрализовать или, по крайней мере, значительно смягчить их воздействие на цены. Речь идет о краткосрочных ценовых флукту-ациях, имеющих ярко выраженный сезонный или циклический характер, общее влияние которых в долгосрочном периоде равно нулю. Необходимость исключения влияния подобных процессов на целевой показатель денежно-кредитной политики объясняется неспособностью центрального банка оказывать мгновенное и однозначное воздействие на уровень цен в экономике, а потому ориентация политики на краткосрочную ценовую динамику чревата формированием чрезмерной инструмент-ной нестабильностью и снижением общего уровня управляемости денежно-кредитной сферы.
Специфика денежно-кредитной политики заключается в том, что эта политика по своим возможностям является не просто макроэкономической, а долгосрочной, ориентированной на поддержание целевых уровней таргетируемых показателей в пределах временного горизонта, превышающего размер лаговой задержки в реакции параметров денежно-кредитной сферы на действия центрального банка. А поскольку лаговый период по результатам многочисленных эмпирических исследований варьирует от 6-8 мес до 1,5-2 лет, предпринимать усилия по сглаживанию месячных, квартальных и даже полугодовых ценовых флуктуаций становится не только экономически маловозможным, но и политически опасным, поскольку это существенно затрудняет формирование объективной общественной оценки денежно-кредитной политики.
Последняя же играет немаловажную роль и определяет эффективность предпринимаемых
усилий денежно-кредитных властей посредством, прежде всего, канала ожиданий, действующего в направлении определения стационарного уровня инфляции, имеющего инерционный характер изменений, а стало быть, характерного для долгосрочного временного периода. Долгосрочная направленность денежно-кредитной политики в связке с ожидаемой вперед смотрящей природой долгосрочной инфляции означает, что главным «соперником» для центрального банка выступают инфляционные ожидания, а они ориентированы в большей степени на показатель потребительской инфляции, так как именно она позволяет оценить изменение реальной покупательной способности субъектов экономики.
4. Методологические проблемы построения показателя базовой инфляции
Первые попытки корректировки традиционного показателя инфляции стали предприниматься достаточно давно, однако современная методологическая база оценки базовой инфляции сформировалась относительно недавно и в целом находилась под сильным воздействием изменений режимов денежно-кредитной политики, эволюционировавших в направлении повышения роли инфляции как основной цели монетарного регулирования. Стремление центральных банков модифицировать стандартный показатель инфляции первоначально было направлено на исключение цен отдельных товаров и услуг из расчета индекса потребительских цен, исходя из соображений их административного регулирования, и соответственно, неподконтрольной центральному банку природы их изменений, и чрезмерно волатильной динамики, свойственной для цен групп товаров, имеющих выраженный сезонный производственный цикл. В последующем совокупность подходов и методов оценки базовой инфляции расширилась настолько, что возникла необходимость формулировки отдельного определения базовой инфляции для каждого из них.
К настоящему времени описание методов построения показателя базовой инфляции требует проведения их классификации, поскольку различия наблюдаются не только в используемой технологии расчета, но и в дефиниционных характеристиках оцениваемого показателя. Так, наряду с широкоизвестным термином «базовая инфляция» (underlying inflation), в методологии ее оценки получили распространение также понятия «цен-
тральной инфляции» (core inflation), «устойчивой инфляции» (permanent inflation), «обобщенной инфляции (generalized inflation) и др. В этой связи в настоящей работе предлагается провести двукри-териальную классификацию, в которой первым критерием выступает структура исходных данных, необходимых для расчета индекса инфляции, а вторым — особенность технологии оценки.
Если показатель базовой инфляции строится на основе рядов цен отдельных товаров или товарных групп, то такой показатель по структуре исходных данных будет отнесен к классу элементных оценок, в противном случае, при использовании лишь индекса потребительских цен соответствующие методы будут объединены в класс агрегированных подходов. В части разграничения методов определения базовой инфляции по технологии оценки можно говорить о наличии двух групп, первая из которых — техническая — предполагает применение исключительно ценовых рядов товаров или товарных групп, в том числе индекса потребительских цен, а вторая — фундаментальная — задействует также ряды других макроэкономических показателей и накладывает требования определенной связи между ними.
Одним из исторически первых разработанных и наиболее широко распространных ныне подходов является класс технических элементных методов оценки базовой инфляции (TEA), основанных на эксплицитном выделении ценовых элементов, подверженных воздействию денежно-кредитной политики. Эта группа в наибольшей степени соответствует цели деятельности центрального банка и позволяет проводить оценку ее достижимости с минимальным уровнем методологического усложнения и, соответственно, общественного неприятия. По этой причине в классификации Апель — Джансон4 совокупность технических элементных методов оценки базовой инфляции была названа «взглядом центрального банка» (the central-bank view) и охарактеризована как наиболее практически ориентированная методология.
5. Основы методологии оценки внешней стоимости денег
Попытка нахождения максимально устойчивого показателя инфляции, отражающего долгосрочные изменения ценовых характеристик потребляемых товаров, может осуществляться не только в рамках микроэкономической теории стои-
4 ApelM., Jansson P. «A parametric approach for estimating core inflation and interpreting the inflation process» // Sveriges Riksbank, S-103 37 Stockholm, Sweden, 1999
мости жизни при сохранении отражения в индексе структуры потребительской корзины, но и на основе макроэкономической концепции монетарной инфляции, отражающей общий тренд в ценовой динамике отдельных товаров. Согласно основным положениям этой концепции, изменение цены любого товара можно представить в виде:
П =1 + л,- (1)
где тс;. — изменение логарифма цены /-го товара или товарной группы; П — темп инфляции; п(-— относительное изменение цены /-го товара или товарной группы.
В соответствии с выражением (1) изменение цены любого товара раскладывается на две составляющие: изменение общего уровня цен, единое для цен всех товаров, и относительное изменение цены /-го товара. Единый компонент признается базовой инфляцией, а остаточный (идиосинкратический) компонент — ценовыми флуктуациями, характерными для рынков отдельных благ. В итоге проблема оценки базовой инфляции в рамках этого семейства методов состоит в идентификации общего для цен всех товаров изменения, однако технология его определения в большой степени зависит от налагаемых на ценовую динамику допущений.
Переходя к векторным обозначениям, в которых п — вектор изменения цен отдельных товаров и услуг, П — вектор темпов инфляции с равными компонентами, п — вектор относительных изменений цен, а V — вектор, компоненты которого равны единице, выражение (1) принимает вид:
У'П = У'П+У'П. (2)
Из выражения (2) легко видеть, что динамика цены /-го товара или услуги имеет один общий фактор, связанный с единым изменением цен всех товаров, и частный фактор, обусловенный динамикой стоимости соответствующего блага. Поскольку искомой переменной выступает единое изменение цен всех товаров, выражение (2) представим в виде: у'П = У'П - у'п. (3) Линейные преобразования уравнения (3) позволяют выразить темп инфляции в явном виде.
пу' У = У'П-У'П; (4)
п=(У'У)' У'П-(У'У)1 У'П . (5)
Как следует из полученного результата, темп базовой инфляции определяется наблюдаемой динамикой цен товаров и услуг и ненаблюдаемой динамикой их относительных цен. Наложение дополнительных условий на структуру относительных изменений цен всех товаров, позволяет получить наилучшую оценку П в классе линейных несмещенных оценок.
Е (у'п)= 0, (6)
Е(пп')=ст2 -I, (7)
где Е — оператор математического ожидания; ст2 — дисперсия относительных ценовых колебаний.
В частности, ограничивая совокупность возможных распределений вектора п многомерным нормальным с характеристиками вида (6) и (7), можно показать, что искомый показатель базовой инфляции представим в виде5:
П = (у'У) 1 У'П . (8)
Индекс цен вида (8) представляет собой среднюю арифметическую и был впервые предложен Джевонсом в 1865 г. 6 Согласно подходу Джевонса, определение инфляции требует рассмотрения ценовой динамики как можно большего числа товаров, цены которых необходимо учитывать в индексе с одинаковым весом. В итоге, знаменитый индекс Джевонса в отличие от индекса Карли приобрел вид геометрической средней, взвешивающей динамику цен п товаров с весами, равными 1/п.
Равное взвешивание изменений цен всех товаров и услуг, участвующих в расчете базовой инфляции, несмотря на очевидные достоинства (например, простота расчета), сопряжено с необходимостью соблюдения условий (6) и (7), которые на практике не выполняются даже приближенно. Следует принимать во внимание не только возможность наличия постоянной составляющей в динамике цены высоковолатильного товара, но и его низкую информационную мощность для получения оценки базовой инфляции.
Последнее свойство индекса Джевонса Диверт именовал «роковой ошибкой» 7, последствия которой приводят к неэффективности получаемых оценок. В целом оценка базовой инфляции на основе выделения общего компонента ценовой динамики в соответствии с выражением (8) связана с наличием четырех проблем:
1) динамика относительных цен товаров и услуг, входящих в индекс базовой инфляции, имеет постоянную составляющую, что приводит к нарушению условия (6);
2) относительные цены товаров и услуг, входящих в индекс базовой инфляции, имеют разный уровень волатильности, что приводит к нарушению условия (7);
5 Diewert W.«On the stochastic approach to index numbers» // University of British Columbia, Department of Economics, Discussion Paper № 95/31, 1995.
6 Jevons ^.«Variations in prices and the value of currency since 1762» // Journal of the Royal Statistical Society, № 28, pp. 294-325.
7 Diewert ^.«Commentary» // Federal Reserve Bank of St. Louis Economic Review, № 79, 1997, pp. 127-137.
3) относительные цены товаров и услуг, входящих в индекс базовой инфляции, взаимосвязаны между собой, что также приводит к нарушению условия (7);
4) относительные цены товаров и услуг, входящих в индекс базовой инфляции, не имеют нормального распределения, что также приводит к нарушению условия (7)
В настоящей работе предлагается использовать метод дисперсионно-ковариационного взвешивания УЖ1, поскольку для решения задачи определения базовой инфляции ни индекс Джевонса, ни индекс Клементса-Изана, ни индекс Эджворта не применимы. Основная проблема состоит в том, что условие (7) не согласуются с наблюдаемыми изменениями цен товаров. Прежде всего, следует обратить внимание на то, что относительные ценовые изменения не являются независимыми друг от друга, а стало быть, недиагональные элементы ковариационной матрицы не равны нулю. Главным условием, нарушающим необходимые требования индекса базовой инфляции вида (8), является тесная зависимость ценовых колебаний, приводящая к высокой корреляции компонент вектора п, а потому позволяющая считать, что исходная система эконометрических уравнений содержит черты ^^-модели8.
В то же время следует принимать во внимание то обстоятельство, что начальная система (1) не лишена осложняющей получение состоятельной оценки стохастической природы экзогенной переменной п, которая в данном случае является ненаблюдаемой, и, кроме того, общей для всей эко-нометрической системы. По этой причине оценку уровня базовой инфляции из семейства линейных по первым разностям цен товаров оценок предлагается определять в классе оценок, ортогональных к соответствующей линейной комбинации изменений относительных цен.
п = ^'(Е -1 < V (£ -1 < 1Т) п (9)
где п — вектор изменений логарифмов цен товарной группы, п — темп базовой инфляции, £ — ковариационная матрица ценовой динамики, 1Т — единичная матрица
Оценка базовой инфляции, получаемая на основе выражения (9), может быть охарактеризована через построение базовой корзины товаров, инвариантной к относительным изменениям цен входящих в нее товаров и услуг. Ребалансируя
8 Zellner A.«An efficient method of estimating seemingly unrelated regressions and tests of aggregation bias» // Journal of the American Statistical Assotiation, № 57, 1962, pp. 348-368.
корзину, т. е. меняя веса составляющих ее товаров и услуг, можно обеспечить такую ее структуру, при которой относительные ценовые шоки взаимопогашают друг друга, а ее стоимость оказывается близка к постоянной величине, что означает возможность описания базовой инфляции посредством наблюдаемых ценовых изменений корзины товаров и услуг.
6. Структура индекса основной инфляции в России
Проблема определения показателя базовой инфляции имеет для российской экономики определяющее значение в силу наличия высоких ценовых рисков немонетарной природы. В течение всего посткризисного периода дезинфляционной траектории развития ценовых процессов ключевыми факторами, оказывающими не только краткосрочное (рост волатильности инфляции), но и долгосрочное (рост уровня инфляции) воздействие на индекс потребительских цен, выступали административные сдвиги в тарификации ряда платных услуг и внутригодичные ценовые колебания на отдельные группы пищевой продукции, т. е. структурные категории индекса, традиционно исключаемые из расчета базового аналога. Более того, в силу функционирования механизма ценовой трансмиссии (взаимосвязи первичной и вторичной инфляции) есть основания предполагать, что определенная доля тех групп товаров и платных услуг, которая составляет так называемое «ядро» базовой инфляции, демонстрирует ценовую динамику, формируемую в том числе выделенными немонетарными причинами. В этой связи разработка и мониторинг показателя базовой инфляции в форме внутренней стоимости денег представляются безальтернативным инструментом оперативного контроля последствий проводимой денежно-кредитной политики и оценки ее эффективности.
Анализ графического представления изменений российского индекса потребительских цен и его агрегатных составляющих (рис. 1) наглядно отражает особенности тех ценовых процессов, которые мы можем наблюдать в России за последние 6 лет. Прежде всего, обращает на себя внимание явно выраженный разрыв в уровнях между значениями индексов цен непродовольственных товаров и платных услуг населению, провоцирующий как повышение уровня основной инфляции, так и последующий рост цен непродовольственных товаров, что в свою очередь создает основы для образования эффекта отложенной инфляции.
110
108 106 104 102 100 98
104 103 102 101
100 99 98 97
12.2000 06.2001 12.2001 06.2002 12.2002 06.2003 12.2003 06.2004 12.2004 06.2005
Индекс цен продовольственных товаров Иццекс цен и тари фов на платные услуги населению
Инде кс цен непродовольственных товаров Индекс потребительских цен (правая ось)
рис. 1. Динамика индекса потребительских цен и индексов цен его агрегатных составляющих
Неопределенность эффекта отложенной инфляции, обусловленная ростом цен на энергоносители, стала одной из основных дискуссионных тем, развернувшихся вокруг реализуемых ЕЦБ процентных корректировок в рамках проводимой им антиинфляционной денежно-кредитной политики. В январе 2006 г. базовый индекс потребительских цен еврозоны вырос на 1.2 %, тогда как основной индекс поднялся до уровня 2,4 % (рис. 2). Такой разброс (в 2 раза) ставит вопрос о том, является ли базовый показатель, не учитывающий волатильные цены на продукты питания и энергоносители, индикативным уровнем, к которому вернется основной индекс
или же, наоборот, основной индекс отражает структурные изменения в экономике, которые в скором времени найдут отражение в более высоком значении базового индекса.
Помимо воздействия более высокого уровня цен платных услуг населению в России на индекс основной инфляции, неблагоприятный эффект немонетарных компонент ИПЦ проявляется также в «раскачивании» инфляционного процесса и стимулировании неустойчивой ценовой динамики. В частности, как непосредственно следует из представленного на рис. 1 структурного разложения основной инфляции, ее внутригодовые экстремальные значения приходятся на пики в траекто-
3,2 3
04.2000 09.2000 02.2001 07.2001 12.2001 05.2002 10.2002 03.2003 08.2003 01.2004 06.2004 11.2004 04.2005 09.2005
— Базовая инфляция - Основная инфляция
рис. 2. Динамика основной и базовой инфляции
рии изменения цен на платные услуги населению и продовольственные товары соответственно.
Определенный сдерживающий механизм такого влияния существует и состоит в структурных особенностях российского индекса потребительских цен. Несмотря на отсутствие официальной информации о весовых пропорциях агрегатных составляющих за предыдущие годы, результаты проведенного в работе регрессионного анализа указывают на наличие асимметрии в составе основных компонент индекса (продовольственные, непродовольственные товары и платные услуги населению), что позволяет оградить заглавный индекс от чрезмерных колебаний.
В рассматриваемой модели в качестве базисной принята весовая структура индекса потребительской инфляции для 2005 г., которая, по итогам проведенных расчетов, составила 0,38/0,41/0,21 для индексов цен продовольственных, непродовольственных товаров и платных услуг населению соответственно. Важной особенностью полученного результата следует признать относительно небольшой вес (в два раза ниже остальных) индекса цен и тарифов на платные услуги населению в ИПЦ и приблизительно равные веса двух других составляющих. Таким образом, более низкая доля платных услуг в потребительской корзине населения России служит средством, демпфирующим неблагоприятные последствия ценовых процессов, протекающих в этом секторе экономики.
Структурное разложение индекса потребительской инфляции обнаружило еще одно его принципиально важное свойство. Веса агрегатных составляющих испытывают достаточно значимые годовые изменения, отражая регулярный характер ребалансировки потребительской корзины типичным экономическим агентом. Результаты полученных оценок свидетельствуют, что на протяжении рассматриваемого периода времени доля продовольственных товаров в корзине снизилась, причем наибольшее падение произошло в 2004 г., когда вес соответствующего индекса сократился с 0,48 до 0,38, или на 21 %. Компенсирующему изменению подверглись веса как непродовольственных товаров, так и платных услуг, причем доля последних возросла в относительно большей степени. Несмотря на условность полученных оценок (возможны расхождения с фактическими данными), они, тем не менее, однозначно указывают на наличие опасности реализации эффекта смещения, а также необходимость повышенного внимания отдельным группам товаров и услуг,
ценовые колебания которых выступают основным источником инфляционного гэпа.
7. Оценка показателя базовой инфляции в России методом LIE
Российская официальная методология оценки показателя базовой инфляции, начало использованию которой было положено в конце 2002 г., представляет совместную реализацию двух методов — метода поэлементной корректировки CBC и метода поэлементного отбора EFE. Принимая во внимание подробно описанную в разд. 5 настоящей работы проблематику в их использовании и интерпретации получаемых результатов, признать рассчитываемый Федеральной службой государственной статистики показатель надежным индикатором динамики внешней стоимости денег представляется заведомо ошибочной мерой. Напротив, выделенные особенности структуры показателя основной инфляции и специфика временных характеристик композиции его агрегатных составляющих делают правомерной постановку вопроса о выборе наиболее продвинутых зарубежных подходов к оценке базовой инфляции и их совершенствовании с учетом российских условий развития инфляционных процессов.
Предварительное и наиболее общее представление о характере динамики базовой инфляции в России можно получить, обратившись к одному из последних разработанных методов ее определения — методу усеченных моментов LIE. Его концептуальной основой является поиск «инфляционного ядра» как наиболее устойчивой части ценового индекса.
Реализация метода усеченных моментов обнаружила наличие значимой разницы в параметрах усечения, применяемых на российских и зарубежных данных. На рис. 3 представлено последовательное повышение доли двустороннего усечения, которое делает возможным снижение дисперсии ценового индекса почти в 3 раза. При этом размер усечения достигает величины, существенно превышающей уровень, характерный для ценовых рядов развитых стран мира. По итогам проведенных расчетов, оптимальный размер усечения составляет 35 %, что более чем в 2 раза превышает его типичный уровень (15 %). Одновременно с этим следует отметить, что начиная с этого уровня возникает так называемая «зона безразличия», в пределах которой дальнейшее усечение индекса не оказывает значимого воздействия на его волатиль-ность. В этом отношении результат, полученный в
117
115
113
111
109
107
105
-- 0,17
-- 0,15
0,13
0,11
0,09
0,07
0,05
3
6
9
12
15
18
21
24
26
29
32 35
38
41
-Базовый ИПЦ за 2001 г.
- Базовый ИПЦ за 2003 г.
- Базовый ИПЦ за 2005 г.
Базовый ИПЦ за 2002 г. Базовый ИПЦ за 2004 г. Дисперсия базового ИПЦ, (правая ось)
44 47
Процент усечения
рис. 3. Значения и дисперсия базового ИПЦ при альтернативных вариантах усечения
0
работе Цыплакова9, можно признать аналогичным и рассматривать в качестве подтверждения справедливости полученных оценок.
Фундаментальной причиной завышенного уровня усечения ценового индекса при переходе к базовой инфляции является повышенная вола-тильность распределения изменений цен отдельных групп товаров и платных услуг в России. В качестве наглядной иллюстрации этого тезиса на рис. 4 представлены гистограммы распределения ценовых приростов по отдельным индексным группам за период с января по декабрь 2004 г. Общим для всех представленных фрагментов следует считать наличие систематических выбросов на концах распределения с его преимущественно левосторонним смещением.
Отличительной характеристикой распределения ценовых индексов по группам товаров и платных услуг в России, на которую целесообразно обратить особое внимание, служит неоднородность структуры и неустойчивость состава индекса. Как уже отмечалось, составляющие индекса потребительских цен значительно фрагментированы как по уровню, так и по волатильности, причем фрагментация вполне объяснима на качественном уровне и сводится к различной природе ценовых процессов, протекающих в разных секторах российской экономики.
9 Цыплаков А. А. Построение индекса базовой инфляции для России // Консорциум экономических исследований и образования EERC, научный доклад № 04/04, 2004.
Выделенное обстоятельство имеет не только очевидные неблагоприятные последствия, связанные с потребностью «очищения» индекса потребительских цен и переходом к показателю базовой инфляции для оценки внешней стоимости денег, но и более глубокие скрытые эффекты, указывающие на необходимость тщательного отбора метода ее определения. Речь идет о неустойчивости состава «инфляционного ядра», формирование которого обеспечивают ценовые индексы меняющихся во времени категорий групп товаров и услуг. Сопоставление размеров дисперсии отдельных групп товаров и услуг, входящих в индекс потребительских цен, с частотой их усечения при построении показателя базовой инфляции показало, что между ними не наблюдается линейной связи (табл. 1). Как видно из рис. 5, большая часть индексных агрегатов имеет высокое значение частоты усечения независимо от величины их волатильности, что свидетельствует о неустойчивости состава индекса.
Следствием сделанного заключения является неправомерность применения метода поэлементного отбора EFE для решения задачи определения внутренней стоимости денег в форме показателя базовой инфляции. Регулярное исключение отдельных индексных компонент несет в себе опасность получения смещенной оценки, которая особенно резко возрастает в периоды стабилизации инфляционного процесса и выравнивания межтоварной ценовой динамики.
01.04
02.04
03.04
■ ■
-ч о-
98 100 102 104 106 108 110 98 100 102 104 106
100 101 102 103 104
04.04
05.04
06.04
в .., т.....в 0
100 101 102 103 104 105 106
90 92 94 96 98 100 102 104 92 94 96 98 100 102 104 106
07.04
08.04
09.04
100 102 104 106 108
94 96 98 100 102 92 94 96 98 100 102 104 106 108
10.04
11.04
12.04
98 100 102 104 106 108 110 112 114 116 98 100 102 104 106 108 110 112 99 100 101 102 103 104 105
Рис. 4. Гистограммы распределения индексов цен товарных групп видов плвтных услуг
30
30-
25-
25 -
20-
20-
15-
15 -
10-
10
5-
5-
0-
50
60
50
40
40
15
30
30
20
20
10
10
40
50
40
30
30
20
20
10
10
50
20
40
15
30
10
20
20
10
Частота, %
Дисперсия
рис. 5. Соотношение частоты усечения и дисперсии рядов товарных групп
Таблица 1
соотношение частоты усечения и дисперсии для отдельных ценовых рядов
некоторые товарные группы и виды платных услуг дисперсия ряда Частота усечения
Продовольственные товары:
Хлеб и хлебобулочные изделия 1,44 83
Макаронные и крупяные изделия 0,76 75
Мясопродукты 0,89 84
Рыбопродукты 0,55 83
Молоко и молочная продукция 3,25 90
Масло и жиры 1,36 85
Плодоовощная продукция 56,2 98
Сахар 10,3 92
Агкоголь 0,11 41
непродовольственные товары:
Ткани 0,09 34
Одежда и белье 0,16 51
Трикотажные изделия 0,13 54
Обувь 0,17 54
Моющие и чистящие средства 0,03 66
Табачные изделия 0,08 75
некоторые товарные группы и виды платных услуг дисперсия ряда Частота усечения
Электротовары и другие бытовые приборы 0,14 68
Телерадиотовары 0,93 95
Строительные материалы 0,16 58
Бензин 8,42 97
Медикаменты и перевязочные материалы 0,59 86
Платные услуги населению:
Жилищно-коммунальные 9,94 90
Медицинские 0,74 93
Пассажирского транспорта 2,67 86
Связи 9,02 86
Учреждений культуры 1,57 88
Санаторно-оздоровительные 3,64 90
Дошкольного воспитания 2,37 86
Образования 5,74 86
Бытовые 0,34 86
Использование метода усеченных моментов дает возможность решать вопрос селекции индексных рядов и формирования «инфляционного ядра» на более гибкой основе, учитывающей как сезонный характер изменений цен на отдельные виды продовольственных товаров, так и большие внутригодовые изменения в индексах цен и тарифов на ряд платных услуг населению. В итоге, полученный показатель базовой инфляции оказался, во-первых, гораздо менее волатильным (это следует непосредственно из сущности методологии LIE) и, во-вторых, более низким в уровне. Как следует из
рис. 6, практически на всем рассмотренном интервале времени темп базовой инфляции не превышал уровня основной инфляции. Исключением из этой закономерности были лишь отдельные летние месяцы дефляционных изменений цен на отдельные виды продовольственной продукции.
Одним из непреодолимых недостатков метода усеченных моментов является необходимость использования данных о структуре потребительской корзины, официальная публикация которых в России не производится. Приведенные результаты расчетов были основаны на полученных авторами
100 -I-1-1-1-1-1-1-1-1-1—
12.2000 06.2001 12.2001 06.2002 12.2002 06.2003 12.2003 06.2004 12.2004 06.2005
- Заглавный ИПЦ -Базовый ИПЦ, метод LIE
рис. 6. Динамика заглавного и базового индекса потребительских цен
эконометрических оценках весов отдельных категорий товаров и платных услуг в корзине, а потому могли быть подвержены всяческим искажениям, обусловленным спецификой регрессионного анализа. По этой причине в настоящей работе ставится задача разработки метода построения индекса базовой инфляции, не предполагающего использования данных о структуре потребительской корзины и позволяющего максимально приблизить полученную оценку к индикатору внешней стоимости денег.
8. Оценка показателя базовой инфляции в России методом
Метод оценки базовой инфляции названный авторами методом дисперсионно-ковариационного взвешивания, предлагает использовать в целях нахождения «инфляционного ядра» посредством рассмотрения весов ценового индекса как эндогенных переменных, а не априорно заданной (и неизвестной) структуры потребительской корзины. Концептуальным основанием разработанного подхода можно считать гипотезу о наличии единого стохастического тренда в ценовой динамике всех категорий потребительских товаров и услуг, представляющего собой латентную переменную, отвечающую за изменение внешней стоимости денег. Другими словами, единые ценовые шоки в рамках данного подхода трактуются не как изменения цен товаров и услуг, а как соответствующие колебания внешней стоимости денег.
Статистическая реализация метода дисперсионно-ковариационного взвешивания сводится
к проблеме «выделения сигнала» («signal extraction» problem), которую предлагается решать на основе формирования базовой корзины товаров и услуг. По построению стоимость этой корзины не подвержена ценовым колебаниям, а потому непосредственно отражает динамику внешней стоимости денег.
Исходя из известного в экономической теории закона единой цены, любой товар или услуга, обращающиеся на свободном рынке (рынке, не имеющем барьеров входа—выхода), должны в каждый момент времени иметь одну цену. Поскольку в контексте решаемой проблемы деньги с полным основанием могут рассматриваться как категория товаров, их стоимость также должна быть единой, независимо от того, на основе какой базовой корзины она получена. Нарушение этого утверждения свидетельствует либо о существовании условий арбитража (возможности получения безрисковой прибыли посредством проведения межрыночных операций), либо о неполном устранении ценовых шоков при построении базовой корзины. Для обеспечения теоретической чистоты анализа будем считать, что причиной любых отклонений в динамике стоимости альтернативных базовых корзин является неполная ценовая диверсификация, т. е. заведомо признаем, что условия отсутствия арбитража на товарных рынках и рынках услуг выполнены.
По этой причине, прежде чем непосредственно применить метод VWIдля ценовых рядов потребительских товаров и услуг, проведем сравнительный анализ его реализации на данных агрегатных составляющих индекса потребительских цен. Как и
104
103
102
101
100
99
98 -I-,-,-,-,-,-,-,-,-,—
12.2000 06.2001 12.2001 06.2002 12.2002 06.2003 12.2003 06.2004 12.2004 06.2005
- Продовольственный ИПЦ -Базовый продовольственный ИПЦ, метод VWI - Базовый ИПЦ, метод VWI
Рис. 7. Динамика продовольственного, базового продовольственного и базового ИПЦ
ранее, будут рассматриваться три товарные группы — продовольственые, непродовольственные товары и платные услуги.
Формирование базовой корзины на основе ценовых рядов проводовольственных товаров позволило существенно сократить дисперсию индекса, что дает основание признать возможность устранения большей части ценовых шоков. Графическое представление динамических характеристик индексов продовольственного и базового продовольственного ИПЦ (рис. 7) наглядно иллюстрирует протекание процессов относительных ценовых корректировок в течение года. Если в начале и конце годового периода индекс продовольственного ИПЦ превышает базовый уровень, то в летние месяцы наблюдается обратное соотношение. Причем полученные по итогам расчетов равновесные значения весов базовой корзины подтверждают качественную природу российской ценовой динамики. Так, пренебрежимо малыми оказались веса индексов цен на плодоовощную продукцию (0,0008), яйца (0,001) и муку (0,027), а индекс цен на сахар получил отрицательный вес (-0,0079), что вытекает из специфической структуры его взаимосвязи с другими рядами.
Тем не менее считать полученный результат надежной оценкой внешней стоимости денег не вполне правомерно. Сопоставление полученного индекса с динамикой стоимости денег, полученной по методу усеченных моментов LIE, иллюстрирует недостаточные возможности ценовой диверсифи-
кации в рамках продовольственной группы. Ряд внутригодовых всплесков индексов цен являются близкими к единым для всей категории продовольственных товаров, поэтому по своей природе неди-версифицируемы. Однако содержательно это означает, что колебания стоимости полученной базовой корзины включают в себя не только изменения внешней стоимости денег, но и ценовые флуктуации данной товарной группы. Подтверждением этому служит ее большая волатильность по сравнению с волатильностью базовой инфляции LIE.
Базовая корзина, состоящая из непродовольственных товаров, характеризуется меньшим эффектом ценовой диверсификации, однако в силу изначально меньшей дисперсии индексов цен непродовольственных товаров результат диверсификации становится практически неразличимым с индексом базовой инфляции, полученной по методу LIE. Последнее свойство может быть наглядно обосновано с применением кластеризации, изображенной на рис. 8. Устойчивая часть «инфляционного ядра» включает преимущественно непродовольственные товары и в соответствии с методологией LIE формирует стохастический тренд базовой инфляции. Усечение первого момента дает возможность снизить волатильность, а предложенный в работе метод VWI по существу делает то же самое, но за счет вариации структуры индекса. Таким образом, близость результатов использования методов LIE и VWI в части непродовольственной группы представляется достаточно естественной.
102 101,8 101,6 101,4 101,2 101 100,8 100,6 100,4 100,2 100
12.2000 06.2001 12.2001 06.2002 12.2002 06.2003 12.2003 06.2004 12.2004 06.2005
-Непродовольственный ИПЦ —Базовый непродовольственный ИПЦ, метод DWI— Базовый ИПЦ, метод LIE
рис. 8. Динамика непродовольственного, базового непродовольственного и базового ИПЦ
Ситуация принципиально изменяется при переходе к оценке индекса базовой инфляции по категории платных услуг. Помимо более высокой дисперсии индексов цен и тарифов на платные услуги, которую оказывается возможным частично устранить процедурой диверсификации, итоговый индекс базовой инфляции получает больший уровень, что обусловлено характеристиками индексов данной ценовой группы. Как видно из рис. 9, на протяжении всего рассмотренного периода базовая инфляция, оцененная по методу LIE, находится всюду ниже индекса цен и тарифов платных услуг, рассчитанного в соответствии с методом VWI.
В итоге по результатам проведенного компонентного анализа можно предположить, что общий
индекс базовой инфляции в рамках использования метода VWI должен придать относительно больший вес непродовольственным товарам и относительно меньший — платным услугам. Применение разработанного метода дисперсионно-ковариационного взвешивания на всей совокупности ценовых данных подтвердило это предположение. Полученный индекс базовой инфляции оказался близким по уровню к индексу, рассчитанному на основе метода LIE, при этом характеризовался меньшей дисперсией (рис. 10).
Сопоставление краткосрочной динамики обоих индексов, а также индекса базовой инфляции LIE с компонентными аналогами, свидетельствует о наличии повышенного уровня «шума» в ценовых
109 108 107 106 105 104 103 102 101 100
к fN
^ 1 4а а
\/ч к.
12.2000 06.2001 12.2001 06.2002 12.2002 06.2003 12.2003 06.2004 12.2004 06.2005
- ИПЦ платных услуг — Базовый ИПЦ платных услуг, метод VWI —Базовый ИПЦ, метод LIE
рис. 9. Динамика ИПЦ платных услуг, базового ИПЦ платных куслуг и базового ИПЦ
1
0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0
Общий
Непродовольственные товары
Продовольственные товары
Платные услуги
□ Корреляция ■ Дисперсия
Рис. 10. Дисперсия индекса компонент базовой инфляции и их корреляция с индексом базовой инфляции LIE
рядах продовольственных товаров и платных услуг. Под статистическим «шумом» в методе VWI подразумеваются ценовые колебания, обусловленные конъюнктурой конкретных товарных рынков (в том числе сезонные циклы) либо административным вмешательством. В любом из этих случаев показатель базовой инфляции строится на основе сокращения весов соответствующих рядов, а стало быть, их влияние на динамику «инфляционного ядра» становится крайне незначительным. По итогам проведенных расчетов, индекс базовой инфляции характеризовался структурой 0,16/0,78/0,06 для весов продовольственных, непродовольственных товаров и платных услуг соответственно.
Если сравнить полученную эндогенную структуру корзины с экзогенной структурой, которая была определена выше на основе регрессионного анализа, то наглядно виден сдвиг от потребительской корзины к базовой. В этом состоит принципиальное отличие индекса потребительских цен от индекса базовой инфляции, построение которого предложенным методом дает возможность оценить динамику внешней стоимости денег.
По результатам проведенного исследования можно сделать следующие выводы:
показатель инфляции для оценки эффективности и последствий денежно-кредитной политики должен быть основан на макроэкономической теории инфляции и предполагает отказ от использования данных о структуре потребительской корзины; наилучшим для оценки эффективности и последствий денежно-кредитной политики является показатель внутренней стоимости денег Менгера, однако сложность его эмпирического определения ставит необходимость разработки альтернативной практически ориентированной концепции — «внешней стоимости денег»; существующие зарубежные подходы к построению показателя базовой инфляции имеют концептуальные недостатки, преодолеть которые позволяет предложенной в работе метод дисперсионно-ковариационного взвешивания; реализация метода оценки внешней стоимости денег на российских ценовых данных показала изъяны используемых подходов к определению базовой инфляции и предоставила возможность перехода к более информационно содержательным показателям денежно-кредитной политики.
