CC BY
80
Инвестиционный потенциал
среднесрочный прогноз динамики
инвестиций в основной капитал в российской федерации с помощью эконометрической модели
С. А. МИЦЕК, доктор экономических наук, декан факультета бизнеса и управления E-mail: mitsek@mail. ur. ru
Е. Б. МИЦЕК, кандидат экономических наук, заведующая кафедрой менеджмента и маркетинга
E-mail: [email protected] Гуманитарный университет, г. Екатеринбург
В статье представлен прогноз динамики инвестиций в основной капитал в России на основе разработанной авторами эконометрической модели, состоящей из системы уравнений и тождеств, связывающих макроэкономические переменные. Рассматривается несколько вариантов прогноза: сохранение существующих тенденций, резкое падение экспортных цен, усиление фискальной и денежно-кредитной политики и др. Выявлено, что изменение экспортных цен оказывает сильное влияние на динамику инвестиций, хотя в российской экономике есть внутренние стимулы для развития.
Ключевые слова: инвестиции, основной капитал, эконометрическая модель, прогнозирование, индекс, экспорт, цена, фискальная политика.
Общее описание модели. Авторами была оценена эконометрическая модель, целью которой является анализ и прогнозирование динамики
инвестиций в основной капитал в Российской Федерации. Оценка производилась на основе квартальных данных за 1995—2009 гг., т. е. по 60 точкам наблюдения. Источниками данных для такого оценивания послужили сайты Росстата [5], Банка России [6], Лаборатории среднесрочного прогнозирования воспроизводственных процессов Института народнохозяйственного прогнозирования РАН [7], а также справочники [3, 2, 1, 4].
Модель состоит из 28 уравнений и тождеств (20 уравнений и 8 тождеств), которые описывают взаимосвязи между 45 переменными. Описание уравнений и переменных модели представлено в табл. 1 и 2.
Анализ показывает, что среди экзогенных переменных есть такие, которые характеризуют фискальную политику государства, — это РТАХи ШТЛХ (выплата налога на прибыль и косвенных налогов,
Таблица 1
Уравнения и тождества эконометрической модели
№ Уравнение R2 DW F
1 K = 0,928K (-1) + 3,761I (-1) + 1191,0 - 1990,2Ж)73 (0,036) ** (1,222) ** (397,5) ** (756,8) * 0,998 1,680 12730,3
2! L = 0,8L (-1) + 0,1265PEXP + 12,5 (0,051) ** (0,030) ** (3,23) ** 0,962 1,811 720,9
Окончание табл. 1
№ Уравнение R2 DW F
3 ЦШ(О/Ц = 0,2088ЦШ(К/Ц) + 0,0157РЕХР + 0,575ЦШ(О/Ц (-1) - 0,436ЦШ(0/Ц (-2) + (0,049) ** (0,0029) ** (0,086) ** (0,075) ** + 0,555ЦШ(О/Ц) (-4) - 0,524ЦШ(О/Ц (-5) + 0,060D98 - 0,080D08 + 0,197 (0,071) ** (0,087) ** (0,012) ** (0,013) ** (0,087) * 0,992 2,242 649,6
4 Р = 0,002795С (-1) - 0,001673С (-2) + 0,000727(М - М (-1)) + 0,0019551 (-2) + (0,000249) ** (0,000279) ** (8,07Е-05) ** (0,000175) ** + 0,223РЕХР + 0,103РЕХР (-1) + 0,00043(РТЛХ + ШТЛХ) + 0,155Т - 0,578D07 + 0,704 (0,031) ** (0,028) ** (0,000134) ** (0,0107) ** (0,145) ** (0,081) ** 0,999 1,841 8 862,9
5 МЯК = 0,2088(4РО) /К
6 МЯЦ = 0,7912(РО) /Ц
7 W = 0,1946МЯЦ + 0,401 W (-1) + 0,308 W (-2) + 0,040 (0,0166) ** (0,0847) ** (0,0771) ** (0,166) 0,999 2,021 14 505,2
8 С = 0,125С (-2) + 0,344С (-4) + 0,205РО + 0,090РО (-1) + 34,25 (0,033) ** (0,035) ** (0,014) ** (0,015) ** (11,97) ** 0,999 1,699 13 154,3
9 ЯОК = РО - Ш - ШТЛХ
10 ШЯОК = ЯОК - РТЛХ
11 1Л = 0,270ШЯ0К - 3,16Т - 0,99 (0,027) ** (1,49) * (19,7) 0,908 2,470 280,0
12 ШШЯОК = ШЯОК - 1Л
13 1ЯОК = 0,004613(РЕХР) (ШШЯОК) + 0,023(РЕХР) (-1) (ШШЯОК) (-1) - (0,001176) ** (0,0015) ** - 0,0068(РЕХР) (-2) (ШШЯОК) (-2) + 26,1 (0,0013) ** (7,71) ** 0,968 1,777 540,5
14 Ю = 0,111(РТЛХ + ШТЛХ) + 0,085(РТЛХ + ШТЛХ) (-4) - 1,8 (0,022) ** (0,023) ** (11,5) 0,895 1,959 225,9
15 ЯЛЕРЯР Н = 0,734ЯDEPЯP Н(-1) + 0,18РО/СР1 - 2,147 (0,050) ** (0,033) ** (0,492) ** 0,990 1,840 1 859,0
16 DEPVP Н = 1,093ЯDEPVP Н(-1) + 48(BЛSCUЯ - BЛSCUЯ (-2)) - 29,5 (0,035) ** (7,39) ** (24,3) 0,963 2,092 502,6
17 ТУР = 0,958ТУР(-1) + 3,541BЛSCUЯ - 14,96(ЯDEPVP Н- ЯЛЕРУР Н(-1)) - 81,9 (0,012) ** (0,697) ** (3,74) ** (18,8) ** 0,996 1,589 3 313,8
18 DEPЯFH = 0,626DEPЯF Н(-1) + 0,317ШЯ0К + 390^08 + - 255,2 (0,083) ** (0,057) ** (156,5) * (67,7) ** 0,975 1,943 496,3
19 DEPVFH = 1,014DEPVFH (-1) - 0,170ШЯ0К + 14,17Т + 220,0 (0,055) ** (0,069) * (4,48) ** (51,7) * 0,971 1,742 423,8
20 ЯСЯ = 0,803ЯСЯ (-1) + 0,421ЯDEPЯP - 327,8 (0,024) ** (0,047) ** (208,0) 0,998 2,174 6 409,8
21 СУН = 0,690СК Н(-1) - 0,399СУ Н(-2) + 0,169DEPЯF Н + 0,569DEPVF Н+ (0,171) ** (0,128) ** (0,044) ** (0,117) ** + 1,152ТУР + 200^083 - 94,2 (0,320) ** (82,5) * (112,9) 0,996 2,100 937,0
22 ЯСТ = ЯСЯ + (СУН) 1000/СР1
23 1В = 0,026(ЯСТ) (СР1) /1000 + 50,875РЕХР(-1) - 24,18РЕХР (-2) - 14,78РЕХР (-3) - 82,6 (0,0043) ** (5,524) ** (6,38) ** (5,78) * (37,3)* 0,954 1,345 188,4
24 СР1С = 1,465 СР1 С (-1) - 0,621СР1 С (-2) + 0,0001971 (-1) - 0,001395О (-2) + (0,107) ** (0,113) ** (6,30Е-05) ** (0,000542) * + 0,043 Т + 0,806 (0,0137) **(0,196) ** 0,999 2,170 8 740,7
25 СР1 = 18,066СР1 С - 0,336 (0,080) ** (0,786) 0,999 1,415 50 785,1
26 DI = 0,606DI (-1) + 0,790DI (-4) - 0,705D/ (-5) + 0,137D/ (-8) + 0,000143М+ (0,072) ** (0,048) ** (0,089) ** (0,057) * (2,23Е-05) ** 0,182РЕХР (-1) - 0,456D05 + 0,734 (0,038) ** (0,123) ** (0,137) ** 0,999 1,546 6 244,9
27 1= 1,012(1Л + 1ЯОК + Ю + 1В) - - -
28 ЯЯ1 = 1^1 - - -
Примечание: в скобках даны стандартные ошибки параметров; Я2 — коэффициент детерминации; DW — коэс фициент
Дарбина—Уотсона; F— статистика Фишера; (—1) — лаг первого порядка; (—2) — лаг второго порядка; (—3) — лаг третьего порядка; (—4) — лаг четвертого порядка; (—5) — лаг пятого порядка; (—6) — лаг шестого порядка; (—7) — лаг седьмого порядка; (—8) — лаг восьмого порядка; LN — знак натурального логарифма; Е (-N — 10 в степени — Ш; * — значим при 95 %-ном уровне; ** — значим при 99 %-ном уровне.
ФИНАНСЫ И КРЕДИТ
17
Таблица 2
Переменные эконометрической модели
Обозначение Переменная Единица измерения
Экзогенные переменные
PEXP Индекс экспортных цен РФ (по статистике национальных счетов), I квартал 1995 г. = 1,0 -
M Денежная масса М2 в национальном определении на конец квартала Млрд руб.
INTAX Выплаченные налоги на импорт и производство в РФ (по статистике национальных счетов) за квартал Млрд руб.
PTAX Выплаченный налог на прибыль за квартал Млрд руб.
BASCUR Бивалютная «корзинка» с весами: американский доллар — 0,55, а евро — 0,45 Руб.
Эндогенные переменные
K Основные фонды Российской Федерации на начало отчетного года по полной учетной стоимости Млрд руб.
I Совокупные инвестиции в основной капитал в Российской Федерации, за квартал, в текущих ценах Млрд руб.
L Численность занятых в экономике РФ в среднем за квартал Млн чел.
Q Валовой внутренний продукт РФ в ценах 1995 г. за квартал Млрд руб.
P Индекс-дефлятор ВВП (по статистике национальных счетов), I квартал 1995 г. = 1,0 -
PQ Валовой внутренний продукт РФ в текущих ценах за квартал Млрд руб.
W Валовая зарплата на 1 занятого (частное от деления валовой зарплаты по статистике национальных счетов на численность занятых) за квартал Тыс. руб.
WL Валовая зарплата в экономике РФ (по статистике национальных счетов) за квартал Млрд руб.
C Потребление домашних хозяйств за квартал, в текущих ценах Млрд руб.
MRK Предельный доход от основных фондов в годовом исчислении Руб. / руб.
MRL Предельный доход от труда в квартальном исчислении Тыс. руб. / чел.
ROK Валовая прибыль в экономике РФ (по статистике национальных счетов) за квартал, в текущих ценах Млрд руб.
NROK Чистая прибыль плюс амортизация за квартал, в текущих ценах Млрд руб.
IA Инвестиции за счет амортизации за квартал, в текущих ценах Млрд руб.
NNROK Чистая прибыль в экономике РФ за квартал, в текущих ценах Млрд руб.
IROK Инвестиции за счет чистой прибыли в экономике РФ за квартал, в текущих ценах Млрд руб.
IG Инвестиции за счет консолидированного бюджета в экономике РФ за квартал, в текущих ценах Млрд руб.
RDEPRP H Рублевые депозиты населения, дефлированные по индексу потребительских цен (CPI) Млрд руб.
DEPVP H Валютные депозиты населения Млрд руб.
TVP Средний срок валютных депозитов граждан Дней
DEPRF H Рублевые депозиты организаций Млрд руб.
DEPVF H Валютные депозиты организаций Млрд руб.
RCR Рублевые кредиты организациям, дефлированные по индексу потребительских цен (CPI) Млн руб.
CV H Валютные кредиты организациям Млрд руб.
RCT Совокупные (в рублях и в валюте) кредиты организациям, дефлированные по индексу потребительских цен (CPI) Млн руб.
IB Инвестиции за счет банковских кредитов за квартал, в текущих ценах Млрд руб.
CPI_C Индекс потребительских цен, рассчитанный по таблицам национальных счетов, I квартал 1995 = 1,0 —
CPI Индекс потребительских цен, заимствованный с сайта URL: http://www.macroforecast.ru, IV квартал 1999 = 100,0 —
DI Дефлятор валового накопления основного капитала, I квартал 1995 = 1,0 —
RRI Совокупные инвестиции в основной капитал в Российской Федерации, дефлированные по дефлятору валового накопления основного капитала, за квартал Млрд руб.
Вспомогательные переменные
T Временной тренд —
D98 Фиктивная переменная: 1, начиная с I квартала 1995 г. по IV квартал 1998 г., и 0 после этого —
D05 Фиктивная переменная: 1, начиная с I квартала 2005 г., и 0 до этого —
D07 Фиктивная переменная: 1, начиная с IV квартала 2006 г., и 0 до этого —
D073 Фиктивная переменная: 1, начиная с III квартала 2007 г., и 0 до этого —
D071 Фиктивная переменная: 1, начиная с I квартала 2007 г., и 0 до этого —
D08 Фиктивная переменная: 1, начиная с I квартала 2008 г., и 0 до этого —
D083 Фиктивная переменная: 1, начиная с III квартала 2008 г., и 0 до этого —
D084 Фиктивная переменная: 1, начиная с IV квартала 2008 г., и 0 до этого —
соответственно). Экзогенная переменная М (объем денежной массы) отражает денежно-кредитную политику. Наконец, переменные РЕХР (индекс экспортных цен) и ВЛБСиЯ (стоимость бивалютной «корзинки») характеризуют внешнеэкономические условия для экономики России.
Модель носит рекурсивный характер, и потому параметры ее уравнений оценивались обыкновенным методом наименьших квадратов (ОМНК). Все уравнения свободны от автокорреляции, что проверялось тестом Бреуш-Годфри. Динамические ряды по всем переменным проверялись на наличие единичного корня и в том случае, когда какие-либо из переменных были интегрированы первой степени, для соответствующего уравнения находились коинтеграционные соотношения методом Йо-хансена. Также взаимосвязи между переменными каждого уравнения проверялись на эндогенность с помощью теста причинности Гренджера.
Характеристика уравнений модели. Охарактеризуем теперь каждое уравнение в отдельности.
Уравнение 1 отражает зависимость величины основных фондов в данный момент времени от их предшествующего значения и от инвестиций в основной капитал также в предшествующий момент времени.
Уравнение 2 показывает движение занятых в экономике. Позитивное влияние на спрос на рабочую силу оказывает индекс экспортных цен, что отражает сильную зависимость совокупного спроса в экономике России от внешнего спроса.
Уравнение 3 - производственная функция. В отличие от «классической» производственной функции Кобба-Дугласа с постоянной отдачей от масштаба здесь натуральный логарифм выпуска на 1 занятого зависит также от экспортных цен и от лаговых значений выпуска.
Уравнение 4 описывает зависимость дефлятора ВВП как от денежной массы, так и от потребительских расходов домашних хозяйств, инвестиций в основной капитал, индекса экспортных цен и суммы косвенных налогов и налога на прибыль. Отметим, что положительный параметр при тренде в этом уравнении отражает стабильные инфляционные тенденции в экономике России, хотя начиная с 2007 г. они снизились, как показывает соответствующая фиктивная переменная.
Тождества 5 и 6 определяют, соответственно, предельный доход от основного капитала и от труда по производственной функции. Отметим, что первый рассчитывается на основе годового значения ВВП в текущих ценах, а второй - от квартального значения ВВП.
Уравнение 7 показывает зависимость средней валовой зарплаты одного занятого в экономике России, рассчитанной по системе национальных счетов, от предельного дохода от труда за квартал и от своих лаговых значений. Обратим внимание, что параметр при предельном доходе от труда существенно ниже единицы, что отражает относительно низкую оценку труда в российской экономике.
Уравнение 8 показывает потребительскую функцию экономики РФ. Отметим низкую предельную склонность к потреблению в РФ, которую отражает данное уравнение.
Тождество 9 определяет валовую прибыль, рассчитанную по системе национальных счетов, а тождество 10 - валовую прибыль за исключением уплаченного налога на прибыль.
Уравнение 11 описывает зависимость инвестиций за счет амортизации. Их величина зависит от валовой прибыли за исключением налога на прибыль. Отрицательный параметр при тренде в этом уравнении отражает относительное снижение доли этих инвестиций в валовой прибыли.
Тождество 12 определяется (с известной долей допущения) как чистая прибыль, т. е. валовая прибыль за вычетом налога на прибыль и инвестиций, осуществленных за счет амортизации.
Уравнение 13 описывает инвестиции за счет чистой прибыли. Они зависят от величины последней (что очевидно), но также и от индекса экспортных цен. Иными словами, доля чистой прибыли, направляемой на инвестиции в основной капитал, зависит от внешнеэкономического спроса.
Уравнение 14 показывает зависимость инвестиций в основной капитал за счет средств консолидированного бюджета от суммы, выплаченных двух видов налогов, налога на прибыль и налогов на импорт и производство.
Уравнения и тождества под номерами 15-23 представляют собой банковский блок модели. Уравнение 15 определяет рублевые депозиты граждан в реальном исчислении. Дефлирование в данном случае осуществлялось с помощью индекса потребительских цен (он обозначен СР1), который заимствован из источника [7]. Именно этот индекс используется для дефлирования величин в уравнениях банковского блока. В модели присутствует и другой (он обозначен СР1_С), который рассчитан на основе статистики национальных счетов России. Уравнение 25 оценивает связь между двумя индексами.
Как следует из уравнения 15, величина рублевых депозитов граждан зависит от величины ВВП, дефлированного по СР1.
Уравнение 16 показывает зависимость валютных депозитов граждан от значения бивалютной «корзинки». Бивалютная корзинка показывает средневзвешенный курс рубля по отношению к двум ведущим валютам — американскому доллару и евро. Доллар в ее расчете берется с весом 0,55, а евро — 0,45. Величина валютных депозитов граждан положительно зависит от роста значения корзинки.
Уравнение 17 определяет средний срок валютных депозитов граждан (в днях), и он также положительно зависит от значения бивалютной «корзинки».
Уравнение 18 отражает рублевые депозиты организаций. Они положительно зависят от величины валовой прибыли за вычетом налога на прибыль.
Уравнение 19 показывает, что валютные накопления организаций отрицательно зависят от их прибыли. Но положительный параметр при тренде говорит об относительном усилении роли этих депозитов.
Уравнение 20 показывает, что рублевые кредиты организациям зависят в первую очередь от рублевых депозитов населения. При этом уравнение 21 уточняет, что валютные кредиты организациям зависят в первую очередь от депозитов организаций — рублевых и валютных.
Тождество 22 суммирует оба вида кредитов с приведением их к единому измерению.
Уравнение 23 показывает, что инвестиции за счет банковских кредитов положительно зависят как от общего объема предоставляемых организациям кредитов, так и от индекса экспортных цен. Иными словами, рост этого индекса стимулирует организации использовать большую часть банковских кредитов на инвестиции в основной капитал.
Уравнение 24 показывает, что индекс потребительских цен положительно зависит от потре-
бительских расходов домашних хозяйств и инвестиций в основной капитал (т. е. от совокупного внутреннего частного спроса), но отрицательно зависит от реального объема ВВП (от совокупного предложения). При этом положительное значение параметра при тренде говорит о сохранении инфляционных тенденций в экономике России.
Уравнение 26 определяет дефлятор валового накопления основного капитала. Он, как и дефлятор ВВП, положительно зависит от денежной массы и от индекса экспортных цен.
Тождество 27 определяет сумму инвестиций в основной капитал за счет всех источников финансирования. Поправочный коэффициент перед суммой свидетельствует о том, что определенные в модели источники отражают подавляющую часть, но все же не 100 % финансирования инвестиций.
Наконец, тождество 28 показывает динамику инвестиций в основной капитал, дефлированную по дефлятору валового накопления основного капитала.
Результаты постпрогноза. Постпрогноз на основе модели осуществлялся по данным 2008—2009 гг. Результаты постпрогноза для важнейших переменных представлены в табл. 3.
Анализ данных табл. 3 показывает, что модель достаточно точно прогнозирует динамику основных переменных. Наибольшие отклонения постпрогнозных значений от фактических показывают такие переменные, как Ы, IROK и Ш за 2008 г. За 2009 г. эти отклонения меньше, но и в 2008 г. они взаимно «гасятся», так что постпрогнозное значение суммарных инвестиций (переменная I) весьма мало отличается от фактического за оба года. Показательно также и то, что модель правильно определяет направление динамики всех переменных.
Имитации и прогнозы с помощью модели. Первый вариант прогноза был принят в качестве базо-
Таблица 3
Постпрогнозные годовые значения важнейших переменных эконометрической модели, 2008—2009 гг.
Переменная 2008 2009
Факт Постпрогноз Отклонение постпрогнозных значений от фактических, % Факт Постпрогноз Отклонение постпрогнозных значений от фактических, %
K 68 272 68 418 0,2 - - -
L 70,9 71,1 0,3 69,4 68,8 -0,8
Q 2 562,1 2 544,9 -0,7 2 360,9 2 347,0 -0,6
P 22,634 22,783 0,7 23,174 23,369 0,8
ы 2 546,7 2 396,3 -5,9 2 299,8 2 285,1 -0,6
IROK 2 625,7 2 800,1 6,6 2 371,2 2 361,4 -0,4
Ю 1 932,0 1 904,0 -1,4 1 744,7 1 756,0 0,7
т 1 571,9 1 685,5 7,2 1 419,5 1 411,2 -0,6
I 8 781,6 8 892,5 1,3 7 930,3 7 908,6 -0,3
RRI 407,0 415,0 2,0 337,6 336,7 -0,3
20
ФИНАНСЫ И КРЕДИТ
вого. В этом варианте были взяты фактические значения экзогенных переменных за I квартал 2010 г., а на период II квартал 2010 г. — IV квартал 2011 г. включительно задан их рост со средним темпом, какой имел место в 2008—2009 гг. Единственным исключением стала переменная РТАХ, которая испытывала сильные положительные и отрицательные колебания в 2008—2009 гг. Ее величина на прогнозный период была принята равной 472,2 млрд руб. — среднему значению за 2008—2009 гг.
Таким образом, был сделан прогноз на период II квартал 2010 г. — IV квартал 2011 г. включительно. В базовом варианте прогноза ключевые эндогенные переменные показали следующую динамику (табл. 4).
Итак, в базовом варианте российская экономика умеренно растет в 2010 г., но ее рост существенно ускоряется к 2011 г. В 2011 г. и величина ВВП, и уровень инвестиций в реальном исчислении превосходят их значения в 2008 г.
Подобная динамика экономики России в прогнозном периоде в большой степени определяется ростом экспортных цен, индекс увеличивается на 26 % с I квартала 2010 г. по IV квартал 2011 г. Напротив, во втором варианте прогноза заложено резкое падение индекса экспортных цен: в 2 с лишним раза к IV кварталу 2011 г. по сравнению с I кварталом 2010 г. При этом динамика переменных BASCUR и Мостается такой же, как в базовом варианте, а значение налоговых выплат РТАХи ШТАХпринято равным средним за 2009 г. Результаты второго варианта представлены в табл. 5.
Анализ данных табл. 5 показывает, что в этом варианте прогноза российская экономика испытывает значительное падение. Ситуация лишь ненамного ухудшается, если падение экспортных цен сопровождается соответствующим падением курса рубля (примерно в 1,5 раза к бивалютной «корзинке»). При падении экспортных цен экономика России испытывает также сильную дефляцию.
Таблица 4
темпы роста ВВП и инвестиций в основной капитал в базовом варианте прогноза, %
Таблица 5
темпы роста ВВП и инвестиций в основной капитал при
Четвертый вариант прогноза предусматривал резкий рост налоговых выплат (т. е. ужесточение фискальной политики) при таком же значении других экзогенных переменных, что и в базовом варианте. Величина налоговых переменных (РТАХ и ШТАХ) в этом варианте примерно в 1,5 раза выше, чем в базовом. Результаты этого варианта показывают, что темпы роста инвестиций резко замедляются по сравнению с базовым вариантом. При этом существенно снижаются значения переменных 1А и ШОК — т. е. частных инвестиций, и значительно вырастают государственные инвестиции (переменная IG). Иными словами, имеет место «классический» эффект вытеснения частных инвестиций государственными.
Авторами также был осуществлен прогноз экономики России при постоянных экспортных ценах. В этом варианте они были зафиксированы на уровне I квартала 2010 г. Результаты представлены в табл. 6.
Очевидно, что без роста экспортных цен экономика России растет в 2010 г. с темпами, в 2 раза меньшими, а в 2011 г. — в 3 раза меньшими, чем в базовом варианте, который предусматривает рост экспортных цен. Инвестиции в 2010 г. имеют почти то же значение, что и в базовом варианте, но в 2011 г. их рост в 3 раза меньше.
Наконец, был осуществлен прогноз в условиях агрессивной денежно-кредитной политики. При таком варианте объем денежной массы растет со средним темпом 15 % за квартал (фактически в 2008—2009 гг. объем рос со средним темпом 2,1 % за квартал). При этом предполагалось, что номинальные выплаты налогов увеличиваются, а курс рубля падает с такими же темпами, что и денежная масса. Экспортные цены в этом варианте растут с теми же темпами, что и в базовом варианте.
Прогноз показал, что рост ВВП остается почти тем же, что и в базовом варианте, а рост инвестиций составляет примерно 2/3 от уровня базового варианта. При этом дефлятор ВВП возрастает на 60 % к IV кварталу 2011 г. по сравнению с IV кварталом 2009 г. (в базовом варианте он возрастает на 27 %).
Рассмотренная модель и полученные на ее основе прогнозные варианты развития экономики России позволяют сделать следующие выводы.
Таблица 6
темпы роста ВВП и инвестиций в основной капитал при постоянных экспортных ценах, %
более чем двукратном падении экспортных цен, %
Год Q RRI
2010 -3,5 -12,6
2011 -11,2 -42,9
Год Q RRI
2010 1,7 5,6
2011 3,4 12,7
Год Q RRI
2010 3,4 6,0
2011 10,2 39,1
1. Главным экзогенным фактором, влияющим на динамику российской экономики, являются цены на ее экспортную продукцию. Их падение способно привести экономику России в состояние сильной депрессии.
2. Тем не менее российская экономика имеет и внутренние стимулы для развития. Иными словами, она способна развиваться и без роста экспортных цен, но более медленными темпами.
3. Рост налоговых выплат приведет к снижению темпов роста экономики России, но с задержкой, так как окажет влияние в первую очередь на снижение инвестиций в основной капитал. При этом пострадают инвестиции за счет собственных средств компаний, но вырастут государственные инвестиции. Произойдет вытеснение частных инвестиций государственными.
4. Агрессивная денежно-кредитная политика резко усилит инфляцию в России, но снизит
рост ее экономики лишь постепенно (очевидно, только после 2012 г.). Лишь с 2012 г. в этом варианте будет иметь место снижение темпов роста инвестиций в реальном исчислении. Скорее всего такой вывод отражает сохраняющийся недостаток ликвидности в экономике России.
Список литературы
1. Инвестиции в России за 2003 г. М.: Росстат. 2003.
2. Инвестиции в России за 2005 г. М.: Росстат. 2005.
3. Инвестиции в России за 2007 г. М.: Росстат. 2007.
4. Российский статистический ежегодник за 2009 г. М.: Росстат. 2009.
5. URL: http://www.gks.ru.
6. URL: http://www.cbr.ru.
7. URL: http://www.macroforecast.ru.
