Российский бартер в 1992-2000 годах: опыт статистического анализа Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

8

Российский Экономический Барометр №1, 2001

РОССИЙСКИЙ БАРТЕР В 1992-2000 ГОДАХ: ОПЫТ СТАТИСТИЧЕСКОГО АНАЛИЗА

Л.Валитова, В. Тамбовцев

1.ВВЕДЕНИЕ

Рост доли бартерного оборота в РФ вплоть до августа 1998г. породил обширную литературу, посвященную поиску решения этой загадки (см. обзор в [1]). Вместе с тем, большинство предложенных объяснений базируется на данных, относящихся к докризисному периоду, так что снижение доли бартера в последующий период осталось необъясненным.

С нашей точки зрения, теоретической базой для понимания динамики бартера в РФ может служить модель рынка для институтов [2]. В соответствии с ней, выбор альтернативных контрактных форм покупок и продаж (КФП) определяется относительными издержками их применения, предпочтениями покупателей (предприятий) и величинами бюджетных ограничений последних. С позиции этой модели логика динамики бартера в РФ может быть очерчена следующим образом.

2.ФАЗА РОСТА БАРТЕРА

В условиях неразвитости банковской системы в начале 90-х, когда сроки перечисления безналичных средств исчислялись неделями и месяцами, а рынки промежуточной продукции оставались дефицитными (отчасти из-за отсутствия необходимой информации), использование прямого товарообмена оказалось, с точки зрения руководителей предприятий, средством уменьшения издержек. Вместе с тем, высокая инфляция того периода обеспечивала и высокие бюджетные ограничения. Т.е., у предприятий было достаточно ликвидности по отношению к их суммарным обязательствам, чтобы пользоваться денежными КФП. Одновременно в этот период отсутствовал достаточный опыт бартерных операций и инфраструктура бартерных трансакций. В итоге фактическая доля бартера в межфирменном обороте, несмотря на желательность (по указанному мотиву снижения издержек), была невелика.

Затем стало происходить быстрое «раскрытие» российской экономики для импорта и вытеснение отечественных производителей с рынка вместе со снижением уровня их бюджетных ограничений. Одновременно шло накопление опыта бартерного оборота и формирование его инфраструктуры. Оба указанных обстоятельства обусловили постоянный рост объемов бартера.

Следует отметить также ряд сопутствующих факторов, действовавших в том же направлении. Во-первых, постоянное давление со стороны государства в налоговой сфере в условиях сильной зависимости предприятий от органов госуправления придавало особую ценность деньгам при их использовании для уплаты налогов, а также для совершения теневых трансакций (в которых главенствует именно наличный оборот).

Во-вторых, такой канал пополнения ликвидности как банковские кредиты оказался почти полностью перекрыт «благодаря» реализации провозглашенных правительством «безинфля-

Российский Экономический Барометр №1, 2001

9

ционных способов покрытия дефицита госбюджета» и высокой прибыльности (при относительной надежности) сделок на финансовом рынке.

В третьих, свой вклад в бартеризацию вносили и такие факторы, как стремление гарантировать товарные кредиты путем механизма заложничества [3], стремление скрыть истинную прибыльность предприятия [4] и др., предложенные для объяснения динамики бартера. Хотя, по нашему мнению, все они играли подчиненную роль, оказываясь зачастую неожиданными и благоприятными для (руководства) предприятий последствиями сознательного, но одновременно и вынужденного выбора бартерной КФП для продолжения производственного процесса в условиях жесткой ограниченности доступа к кредитам и нехватки собственных денежных средств.

3.ФАЗА СОКРАЩЕНИЯ БАРТЕРА

Что же произошло после кризиса августа 1998г.? Скачок цен на внутреннем рынке обусловил повышение бюджетного ограничения предприятий, а еще более значительное подорожание доллара резко снизило выгодность импорта. В итоге уровень ликвидности у предприятий начал расти. Соответственно, повысилась собираемость налогов и снизился уровень неплатежей со стороны бюджетов, что, в свою очередь, дополнительно способствовало росту уровня бюджетных ограничений предприятий. Увеличившиеся объемы денежного ресурса позволили предприятиям оплачивать не только наиболее важные для их выживания, но и менее значимые сделки.

Таким образом, на уровне качественной модели, наблюдаемые после августа 1998г. изменения в распространенности бартерных сделок вполне соответствуют общей логике институциональных изменений: сдвиги в относительных уровнях цен оказались здесь тем глубинным фактором, который повлиял на институциональную динамику [5].

С точки зрения оценки ближайших перспектив важно отметить, что, поскольку практически никаких иных изменений (прежде всего институциональных) в российской экономике не произошло, наблюдаемый эффект сокращения доли бартерного оборота имеет, скорее всего, неустойчивый характер. Если по каким-либо причинам уровень бюджетного ограничения предприятий вновь понизится, бартер снова вернется в оставленную им нишу институционального рынка. Ведь уровень предложения и цены на другие КФП по-прежнему остаются неудовлетворительными из-за нерешенности фундаментальной проблемы легальной защиты правомочий собственности и контрактов.

4.ЭМПИРИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ

Теперь перейдем к анализу имеющихся количественных данных. В качестве основного источника здесь используются опубликованные результаты опросов Российского Экономического Барометра и база данных Центра развития [6].

Прежде всего отметим, что ряд данных по доле бартерных сделок в продажах предприятий, рассчитываемый РЭБ ежемесячно начиная с 0.2 1992, распадается на два неоднородных участка: с 02.1992 по 08.1998 (далее - бартер-1,или Б1) и с 09.1998 по 09.2000 (далее -бартер-2 или Б2). Эта неоднородность соответствует долговременным периодам роста и сокращения бартера (см. на стр.40, график ряда №18) и подтверждается тестом Чоу.

10

Российский Экономический Барометр №1, 2001

Учитывая сформулированные выше теоретические положения, рассмотрим зависимости между долей бартерных продаж и величиной бюджетного ограничения предприятий на двух подпериодах. В качестве измерителя величины бюджетных ограничений будем использовать показатель «Остатки на счетах предприятий и промышленности» (СП) из базы данных Центра развития.

Расчеты показывают, что

Б1 = -0,81 + 0.71СП +е, R2 = 0,87, DW = 0,29 (1)

F - статистика =222,6

Б2 = 0,59-0,41 СП+8, (2)

Все коэффициенты этих уравнений значимы и они достаточно хорошо описывают наблюдаемую динамику бартера. Вместе с тем, статистика Дарбина-Уотсона свидетельствует об их явно неполной спецификации. Именно этим объясняется теоретически неверный знак у переменной СП в первом уравнении («+» вместо «-» ).

Чтобы устранить этот недостаток, необходимо ввести дополнительные объясняющие переменные в уравнения множественной регрессии. Прежде всего, в таком уравнении должно быть отражено то обстоятельство, что динамика доли бартера в продажах очень хорошо описывается типичной кривой, выражающей процессы социального обучения, т.е. логистической функцией от времени. [7].

Поскольку непосредственное включение нелинейных составляющих в уравнения множественной регрессии практически невозможно, наличие феномена социального обучения можно отразить двумя способами: во-первых, включением в них тренда, во-вторых, зависимости текущего значения объясняемой переменной от ее предшествующего значения (или значений). [8].

Следующий момент, который стоит учитывать, заключается в том, что кроме абсолютных объемов собственных средств предприятия имеет смысл рассмотреть их относительные размеры. В частности, мы рассмотрим коэффициент чистой ликвидности (КЛ), равный отношению денежных средств и иных активов к объему срочных обязательств. Эта переменная косвенно отражает предпочтения предприятий по отношению к денежным КПФ по различным направлениям (субъектам) трансакций.

С учетом приведенных соображений, были получены следующие уравнения, связывающие долю бартера в расчетах (Б) с собственными средствами предприятий (СП) и коэффициентом чистой ликвидности (КЛ):

В, = - 0,003 + 0,002t - 0.027СП,- 0,021 КЛ, + 0,610 Ви + s, (3)

(0,006) (0,0004) (0,005) (0,007) (0,085)

R2 = 0,98 F-статистика = 2354,2

h-статистика Дарбина = - 3,6 (см. примечание [9])

В, = 0,008 + 0,004t - 0.052СП, - 0.064КЛ, + е, (4)

R2 = 0,98 F - статистика = 1197,3

DW= 1,09

Российский Экономический Барометр №1, 2001

11

Как видно из приведенных оценок параметров этих уравнений, объясняющие переменные входят в них с теоретически правильными знаками: чем больше объем собственных средств предприятий и выше коэффициент ликвидности, тем меньше доля бартерного оборота предприятий. Подчеркнем, что эта зависимость характерна для всего периода наблюдений, так что для объясняющих переменных отсутствуют какие-либо пороговые значения, определяющие переключение ликвидности с одних направлений использования денежных средств на другие. Таким образом, статистический анализ не противоречит приведенной теоретической модели.

5. ВМЕСТО ЗАКЛЮЧЕНИЯ

Уже после завершения данного исследования была опубликована статья С.П.Аукуционека, посвященная описанию модели бартерного производства [10]. Эта модель связывает динамику бартера в РФ со стремлением предприятий минимизировать чрезмерно высокие условно-постоянные издержки, порожденные недогрузкой производственных мощностей из-за низкого платежеспособного спроса. Другими словами, бартер логически выводится не из сложившихся особенностей сферы обращения, а из характеристик ситуации в сфере производства.

Исходя из этой модели, мы построили соответствующие эконометрические уравнения. Они отличаются от уравнений (3) и (4) тем, что вместо индикаторов уровня бюджетных ограничений в них включена переменная «загрузка производственных мощностей» (ряд №13 опросной статистики РЭБ). Анализ показал, что эти уравнения также достаточно хорошо описывают наблюдавшуюся динамику бартера, имея, правда, несколько худшие значения критериев статистического качества.

Таким образом, выбор между «обменным» и «производственным» объяснением динамики бартера в РФ требует дальнейших исследований.

12

Российский Экономический Барометр №1, 2001

6.REFERENS

1. Brana, S. and Maurel, M. Barter in Russia: Liquidity Shortage Versus Lack of Restructuring. Working Paper # 271, The Davidson Institute Working Paper Series, June 1999

2. Тамбовцев В.Л. Институциональный рынок в переходной российской экономике. Доклад, представленный на 3-й Международной конференции «Реформирование общественного сектора». Санкт-Петербург, 2-3 июля 2000

3. Marin, D., Kaufmann, D., Gorochowskij, B. Barter in Transition Economies: Competing Explanations Confront Ukranian Data. Working Paper # 287, The Davidson Institute Working Paper Series, January 2000

4. Commander, S. and Mumssen, C. Understanding Barter in Russia. Working Paper # 37, EBRD, London, December 1998

5. North D.C. Institutions, Institutional Changes and Economic Performance. Cambridge: Cambridge University Press, 1990

6. Авторы приносят искреннюю благодарность А.Н.Клепачу, предоставившему доступ к упомянутой базе.

7. На периоде 8 февраля 1992 - январь 2000 было получено следующее уравнение:

B = 0,94

0,024 + e

0,1x + 0,68

+ 0,65

+ sx

1

где В - доля бартера в продажах, х = 1, 2,... 96 - номер месяца наблюдений. С параметрами R2 = 0,92, F-статистика = 1161,4 уравнение статистически значимо с вероятностью более 99%. Если же ограничиться только докризисным периодом, то при незначительном изменении коэффициентов статистические характеристики уравнения еще более улучшаются: R2 = 0,965, F-

статистика = 2175,9. (Расчеты приведены Е.В.Тамбовцевой).

8. Предположение относительно наличия авторегрессионной зависимости для ряда данных по доле бартера можно считать подтвердившимся. Получено уравнение вида

Б, = 0,008 + 0,706 Би (0,004) (0,101)

+ 0,287 В,_2 + в; R2 = 0,98; F- статистика = 2354,2.

(0,100)

9. Значение -3,6 по модулю больше табличного значения 95% значимости, равного 1,96.

10. Аукуционек С. Модель бартерного производства. Вопросы экономики, №9, 2000.