CC BY
35
© И.С. Иванченко
к.э.н., докторант кафедры «Финансово-экономический инжиниринг» РГЭУ «РИНХ»
РЕГРЕССИОННЫЙ АНАЛИЗ ДИНАМИКИ ИНВЕСТИЦИЙ В ОСНОВНОЙ КАПИТАЛ РОССИЙСКОЙ ПРОМЫШЛЕННОСТИ
Исследование инвестиционных потоков, как известно, сопряжено с двумя специфическими трудностями, которые не встречаются при анализе других макроэкономических переменных, таких как потребительские расходы населения или затраты на государственные закупки товаров и услуг. К первой особенности относится непостоянство во времени инвестиционных потоков или их значительная колеблемость, ко второй — влияние на объём инвестиций, осуществляемых в настоящий момент времени, значений других макроэкономических переменных, наблюдавшихся в предшествующие моменты времени, или их значений, ожидаемых в будущем. Так, инвестиции текущего месяца зависят от дохода, который был получен в прошлом, а возможно, и в позапрошлом месяце, от настоящих и ожидаемых в будущем значений спроса на данный вид товаров и услуг, предельной эффективности капитала, ставки ссудного процента, уровня инфляции, ставок налогообложения и вообще политического климата в стране. Такой сложной и запутанной динамики временного ряда нет ни у одной другой макроэкономической переменной. Например, величина чистого экспорта, т.е. разность между экспортом и импортом данной страны, зависит в основном только от курса национальной валюты, а сбережения домашних хозяйств, как утверждает Дж. Кейнс в работе [1], зависят только от получаемого ими дохода и не зависят ни от каких других факторов, даже от банковской депозитной ставки. Следовательно, изучение инвестиционного процесса, выявление наиболее значимых факторов, влияющих на его динамику, а также последующий анализ воздействия объёмов инвестиций на объёмы и структуру промышленного производства требуют от иссле-
дователя особой научной интуиции в сочетании с рутинной обработкой большого количества разнообразных фактических данных, фиксируемых как в одни и те же моменты времени с производимыми инвестициями, так и отстоящих от объёмов инвестиций на неопределённые временные интервалы.
Итак, абстрагируемся от временных лагов и выполним регрессионный анализ, в качестве зависимой переменной которого выберем российские инвестиции в основной капитал, т. е. сделаем как бы одномоментный фотоснимок экономической системы. В качестве независимых переменных были выбраны 43 макроэкономические величины, среди которых:
- динамика ВВП;
- доходы и расходы консолидированного бюджета;
- производство промышленной продукции;
- рентабельность основного капитала;
- объём услуг связи;
- динамика грузооборота транспорта;
- доходы и расходы консолидированного бюджета;
- прибыль в промышленности;
- коэффициент покрытия в промышленности (отношение оборотных средств к краткосрочным обязательствам);
- задолженность по налоговым платежам в бюджетную систему РФ;
- суммарная задолженность предприятий и организаций промышленности (кредиторская и задолженность по кредитам банков и займы);
- денежная масса (М0 и М2);
- кредиты, предоставленные предприятиям и организациям в рублях и иностранной валюте;
- вклады населения;
- золотовалютные резервы;
- процентные ставки (рефинансирования, межбанковская, депозитная, по кредитам до 3-х лет и свыше 3-х лет);
- объём розничного товарооборота;
- объём платных услуг населению;
- объём жилищного строительства;
- индексы потребительских цен;
- индексы цен производителей продукции по отраслям продукции;
- численность безработных;
- среднемесячная заработная плата;
- денежные доходы населения;
- покупка населением в % от его денежных доходов товаров и услуг, оплата обязательных платежей, покупка валюты;
- остатки вкладов граждан на рублёвых банковских вкладах;
- прирост денег на руках населения;
- курсы иностранных валют;
- экспорт и импорт товаров и услуг.
Регрессионный анализ был выполнен с помощью статистического блока «Анализ данных»
программы Excel. Каждый временной ряд зависимой и независимых переменных содержал по 60 ежемесячных значений за период времени с января 1998 г. по декабрь 2002 г. Данные были взяты из соответствующих номеров Бюллетеней банковской статистики (сайт ЦБ РФ в сети Internet www.cbr.ru) и из статистических разделов «Экономического журнала Высшей школы экономики». Анализ позволил выделить всего шесть факторов из первоначального списка, бета-коэффициенты при которых значимо отличались от нуля:
- объём ВВП (X1);
- прибыль в промышленности (X2);
- денежный агрегат М2 (Х3);
в рентабельность основного капитала (Х4);
- курс доллара (Х5);
- обртм розничного товарооборота (Х6).
Регрессионное уравнение имеет вид:
I(t) = -0.3X1 -4.9X2 -0.09X3 +214.61X4 -4.24X5 +1.64X6 -B8cos(t/2) +11.66cos(tm/2) (1)
(-8.17) (-6.22) (-5.5) (6.59) (-10.4) (14) (-5.06) (3.05)
где I(t) — инвестиции в основной капитал, t — переменная времени, принимающся значения от 1 до 60, tm — номер) месяца от" 1 до 12. Два по-следнит слагаемых вве-ены із модель для умтньше-ния цикличности остатков и повышения значения -аоеффициента детерминации, который достиг уровня в 97.6%. Сеатистикв Дарбина-Уот-сонаравна DW = 1.8, следовательно, авторекорреляция остатков отсутствует. Тест Глейзера на наличие гттероскедастичности дал отрицательный результат. Следовательно, нами получено регрессионное уравнение, соответствующее вссм стати-
стическим параметрам, позволившее установить, что колебания шести временных рядов, перечисленных выше, наилучшим образом описывают исследуемую динамику.
На рисунках 1-3 изображены приращения исследуемой зависимой переменной, а также денежной массы и объёмов розничного товарооборота.
Как видно из графиков, динамика приращений денежной массы и розничного товарооборота почти идентична динамике приращений инвестиций, так как все они имеют аналогичные колебания с явно выраженными годовыми циклам и.
Анализ явлений взаимного отставания и опережения большого количества временных рядов несомненно важен в процессе изучения механизма колебаний макроэкономических величин. Этому? вопросу большое внимание уделяет профессор
Гарвардского университета Элвин Хансен в работе «Экономические циклы и национальный доход» [2]. Естественно, что при наличии большого статистического материала всегда найдутся переменные, которые лидируют во времени, движение других примерно совпадает с периодом развития исследуемого ряда, третьи отстают, а некоторые ведут себя совершенно бесодридочным образом. Поэтому уравнение (1), все переменные которого относятсе к одному и 'тому жн моментя времени, не может быть использовано в качестве прогнозно го. Так, например, для вычисления объ-
0 _
1 (О 1 £ *4 II
і
а
а.
Рис. 2. Динамика ариращения денежной массы
Рис. 3. Динамика приращения розничного товарооборота
ёмов инвестиций, которые будут осуществлены в следующем месяце, нам необходимо иметь информацию о значениях вошедших в модель независимых переменных, которые также станут известны только в следующер месяце. Следовательно, модель (1), в отличие от регрессионного уравнения, описанного нами е работе [3], может помочь нам проанализировать динамику инвестиционных п отоков только на качественном уровне. Если временной ряд был включен статистической программой в модель (1), то мы можем только сделать вывод, что колебания данной переменной происходят либо в фазе, либо в противофазе с колебаниями российских инвестиций. Для того чтобы выеснить, какие переманные обладают одномоментным воздействием на поток инвестиций, а оакие попали д морель случайно, необходимо провести более глубокий экономический причинно-следственный анализ. Вот почему? коэффициент при ВВП в уравнении (1) имеет отрицательны, знак, это не означает, что при увеличении ВВП объём инвестиций в нашей стране уменьшается. Принятае решения об инвостиро-вании производится на основании, как мы уже отмечали, прошлых значений обаёмов произведённой и реализованной продукции, прошлых значений прибыли, а следовательно, и прошлых объёмов ВВП. Знак минус при коэффициенте бета, относящемся к внутреннелу валоврму продукту, говорит лишь о том, что одномоментные колебания инвестиций и ВВП происходят в про-тивофазе, несмотря на то, что на протяжении последних четырёх лет наблюдается общий рост объёмов как инвестиций, так и ВВП.
Наибольший интерес, на наш взгляд, преа-ставляют даже не те переменные, которые вошли в модель, а те, которые не попали в неё. Так, например, ещё до проведения регрессионного анализа молено было бы предположить, что на объём инвестиций должно оказывать самое непосредственное влияние количество выданных в стране в текущем месяце долгосрочных кредитов (со сроком до погашения более 3 лет). Естественно, что инвестор, получив в банке кредит, а это далеко не бесплатные в нашей стране финансовые ресурсы, тут же произведёт капитальные вложения. Это
утверждение должно быть справедливым для любого вида инвестирования. Если инвестор получает кредит в банке, то днвестиционный проект у него уже готов, в противном случае ни один банк не дыдаст ему долоосрочной ссады. Поэтому инвестору не нужно долго думать, куда вложить полаченные деньги. Если приобретается оборудование, то перечисление средств за его оплату займёт один-два банковских дня. Если производится в течение продолжительного периода времени итроительство, например, нявого произвонствен-ного корпуса, то в этом случае банк открывает креоитную линию, и получаемые заёмщиком частями денежные средства также в течение счи-оанных дней переяисляются на счета поставщиков материалов или подрядчиков за выполненный объём строительных работ. Другими славами, ае должно быть временного лага между объёмами оыданных днлгосрочаых кредитов и объёмами инвестиций в основной капитал. Следовательно, если в модель (1) не попали выдаваемые банковской системой кредиты, то в нашей стране финансовый рынок до сих пор ещё не участвает в мобилизации капиталов для обновления основных фондов промышленного производства. Если это утверждение может показаться слишком сильным, то, во всяком случае, статистические данные, собранные за период времени с 01.01.98 по 31.12.02, не позволяют опровергнуть это предположение. Скорее всего, подавляющая часть капитальных вложений осуществляется предприятиями за счёт собственных средств.
На инвестиционный процесс в нашей стране, как и следовало ожидать, не оказывают никакого значимого в статистическом смысле влияния ни денежные доходы населения, ни их сбережения. О каком реальном инвестировании за счёт средств домашних хозяйств может идти речь, если в декабре 2002 г. среднемесячная заработная плата в стране на одного работнила составляла 5868 руб., следовательно, на одного члена семьи сумма дохода будет ещё ниже.
Динамика занятости трудоспособного населения, как показал проведенный анализ, тоже не влияет на склонность к инвестированию. Несмотря на то, дто в тедение анали зируемого перл ода
времени количество безработных в стране уменьшилось в 2 раза, с 10,4 млн. до 5,1 млн. человек, а ежемесячный объём инвестиций, соответственно, возрос почти в 10 раз с 28 млрд. руб. до 262,5 млрд. руб., динамика возрастающей занятости не оказала сколько-нибудь заметного влияния на склонность российских инвесторов к вложению капиталов в производство. На существование такого рода зависимости указывал в своей знаменитой работе Дж. Кейнс. В частности, он отмечал, что, когда возрастает занятость, увеличивается совокупный реальный продукт (что действительно и наблюдается в стране). Однако с ростом совокупного реального продукта происходит увеличение совокупного потребления, но в меньшей степени. Поэтому, чтобы предприниматели не несли убытков из-за привлечения дополнительной рабочей силы и выпуска некоторого количества не потребляемой обществом продукции вследствие его чрезмерной «скупости», необходим рост инвестиций, который бы «поглощал превышение совокупной продукции над тем, что общество желает потреблять при данном уровне занятости». Возможно, что всё-таки уровень занятости оказывает влияние на объёмы российских инвестиций, но это воздействие происходит с некоторым запаздыванием во времени, либо при таких низких среднедушевых доходах увеличение занятости не приводит к росту реальных сбережений.
Регрессионный анализ показал отсутствие воздействия на процесс инвестирования также динамики банковских процентных ставок и уровня инфляции, что только подтверждает наше предположение об источниках инвестиционных средств. Естественно, что при средней годовой рентабельности российской промышленности в 15% брать в банке кредиты под 20% годовых просто невыгодно. Кроме того, несмотря на то, что инфляция в стране несколько снизилась, она продолжает оставаться на довольно высоком по европейским меркам уровне, например, в 2003 г. прогнозируемый уровень инфляции должен составить 12%. Следовательно, инвестиционный климат в стране продолжает оставаться неблагоприятным. Однако в течение 2001-2002 гг. прибыль промышленных предприятий резко увеличилась (она возросла с 7 млрд. руб. в январе 1999 г. до 433 млрд. руб. в декабре 2002 г.), поток розничного товарооборота возрос за этот же период времени с 116,7 млрд. руб. до 397,3 млрд. руб., поэтому и объёмы инвестиций соответственно возросли с 28 млрд. руб. до 262,5 млрд. руб. Несмотря на неблагоприятные макропоказатели российского финансового рынка, промышленные предприятия наращивают темпы обновления устаревшего капитального оборудования и увеличивают выпуск востребованной рынком продукции. Невольно напрашивается вывод, что финансовый рынок страны остаётся вещью в себе, развивающейся и функционирующей как до кризиса
1998 г., так и после, по своим собственным законам, главным из которых является извлечение спекулятивных прибылей из портфельных и торговых операций. Такие тенденции характерны не только для России, но и в любой стране, где государство устранилось от регулирования макроэкономических пропорций, будет наблюдаться подобная картина. Ещё Дж.М.Кейнс утверждал, что даже с течением длительного времени в психологии рынка инвестиций не происходит никаких положительных изменений, и ожидать их нет причин, поэтому «регулирование объёма текущих инвестиций оставлять в частных руках небезопасно» [1].
На принятие решения инвестором об осуществлении новых капитальных вложений, как известно, оказывает существенное влияние предельная эффективность капитала, данных о которой по отраслям промышленности не удалось обнаружить в сборниках Госкомстата, рассчитать же их самостоятельно без финансового анализа деятельности отдельных предприятий также не представляется возможным. Поэтому в качестве некоторого заменителя предельной эффективности капитала или ожидаемой доходности на вложенные инвестиции нами была рассчитана норма рентабельности основного капитала, т.е. отношение общей прибыли, полученной промышленными предприятиями в течение месяца, к общей сумме основного капитала в промышленности. Средняя за пять лет годовая рентабельность российского основного капитала составила 15,4%. Как видно из модели (1), эта переменная значимо влияет на динамику инвестиционных потоков. Следовательно, инвесторы, принимая решение об осуществлении текущих инвестиций, обращают внимание на значение текущей доходности капитальных благ, расценивая её в качестве будущей ожидаемой нормы дохода на вкладываемые в производство денежные и материальные средства. Кроме того, на позитивные ожидания инвесторов оказывает влияние, по всей видимости, и рост объёма розничного товарооборота. Что касается переменной Х5 (курс доллара), которая с отрицательным знаком вошла в правую часть уравнения (1), то, на наш взгляд, глубокого экономического смысла в этом нет. По-видимому, здесь был статистически отражен факт медленного снижения на протяжении последних нескольких лет курса доллара при одновременном повышении общей экономической активности в стране.
Таким образом, проведённый анализ процесса фондообразования позволяет сделать следующие выводы:
- финансовый рынок страны в сложившихся макроэкономических пропорциях не оказывает влияния на накопление основного капитала в промышленности;
- из первоначального перечня факторов, отобранных для анализа процесса фондообразова-
ния, были выделены шесть, колебания которых на 97% описывают динамику российских инвестиций;
- среди шести макроэкономических переменных, вошедших в построенную регрессионную модель, наибольшую экономическую информацию для инвестора несут, на наш взгляд, только два фактора: норма дохода от капитальных благ (Х4) и объём розничного товарооборота (Х6), потому
что влияние этих независимых переменных на фондообразование не имеет временного лага;
- доходы и сбережения домашних хозяйств не оказывают влияния на объёмы российских инвестиций;
- обнаружены годовые циклы в динамике колебаний инвестиций, денежной массы и объёмов розничного товарооборота, причём фазы их колебаний практически совпадают.
ЛИТЕРАТУРА
1. Кейнс Дж. М. Общая теория занятости, процента и денег. М.: «Гелиос АРВ», 1999. 352 с.
2. Хансен Э. Экономические циклы и национальный доход. М.: «Иностранная литература», 1959. 760 с.
3. Наливайский В.Ю., Иванченко И.С. Волновая динамика объёмов российских инвестиций в основной капитал // Вестник Академии. Ростов на-Дону. РГЭУ. 2002. №2. С. 47-54.
