CC BY
12С. Дробышевский
ИЭПП/РЕЦЭП
Внутренние факторы денежно-кредитной политики России
В исследованиях ИЭПП много внимания уделялось изучению спроса на деньги в российской экономике, в частности, моделированию динамики индекса потребительских цен. Анализ факторов, определяющих изменения темпов инфляции, проведенный на докризисном (до августа 1998 г.) периоде, показал, что инфляционные процессы в российской экономике имели очевидный монетарный характер. Динамика индекса потребительских цен хорошо описывалась авторегрессионной моделью с учетом темпов роста цен и денежной массы за ряд предыдущих месяцев. Анализ на подпериодах (до и после момента начала программы финансовой стабилизации весной 1995 г.) позволил выявить влияние реального выпуска (индекса интенсивности промышленного производства) на изменения спроса на деньги, однако, ввиду малого количества наблюдений, более детальный анализ взаимодействия денежной политики и реального сектора экономики не проводился.
Изучение проблем в денежной сфере в посткризисный период показало, что характер многих процессов, определяющих равновесие на денежном рынке, взаимодействие реального и финансового секторов экономики и динамику цен, претерпел изменения после кризиса. Так, первоочередное значение приобрели проблемы «избыточной ликвидности», рационирования кредита и поведения мультипликатора, контроля над немонетарной составляющей инфляции. Другими словами, в настоящее время существует необходимость более глубокого изучения различных аспектов денежно-кредитной политики, проводимой ЦБ РФ. Возможность такого анализа определяется наличием длинного (более 100 наблюдений) ряда месячных значений показателей на всем периоде наблюдений с 1992 по 2001 гг., а также достаточного (относительно) числа наблюдений после кризиса августа 1998 г. (более 30). Полученные на данных выборках результаты являются достаточно надежными и могут быть использованы при формулировании целей и задач денежных властей на современном этапе.
Целью работы, на основании которой подготовлен настоящий доклад, являлся анализ характера и механизмов взаимодействия денег и реального выпуска и выявление неявных правил в денежно-кредитной политике Цен-
57
трального банка России. Работа стала, по сути, первым исследованием такого рода в стране.
Вопрос о наличии и характере влияния денег и цен на реальный сектор экономики остается ключевым в дискуссии о роли ЦБ России и правительства РФ при проведении экономической политики, направленной на обеспечение реального роста экономики России. Поддержание выпуска в реальном секторе за счет увеличения предложения денег, равно как и стимулирование развития отдельных отраслей через повышение относительных цен (приводящее, в конечном итоге, и к общему росту уровня цен), часто представляются привлекательными альтернативами, однако, до настоящего времени характер их взаимодействия остается неизученным.
В нашем исследовании мы уделили основное внимание анализу краткосрочного взаимодействия между деньгами, ценами и реальным выпуском, а также рассмотрели возможность существования различных каналов трансмиссии денежно-кредитной политики на экономику. Последнее представляется особенно важным при выборе инструментов и механизмов стимулирования реального роста с помощью средств денежно-кредитной политики.
Анализ неявных целей Центрального банка РФ при проведении денежно-кредитной политики имел цель определить наиболее вероятные макроэкономические показатели, изменения которых являлись определяющими для ЦБ России при осуществлении операций на открытом рынке (рынок государственных ценных бумаг, валютный рынок или рынок межбанковских кредитов) с целью приведения к равенству фактических и целевых значений рассматриваемых показателей.
1. Анализ внутренних аспектов денежно-кредитной политики в России в 1992-2001 гг.
Цели и механизмы трансмиссии
денежно-кредитной политики
Цели денежно-кредитной политики. Поскольку денежно-кредитная политика является одним из ключевых инструментов государства по регулированию экономики, конечные (стратегические) цели денежно-кредитной политики совпадают с общими целями государственной экономической политики (macroeconomic goals): обеспечение устойчивого экономического роста, высокой занятости, низких темпов инфляции и стабильности в финансовом секторе. Проблема денежных властей
58
(Центрального банка), которые непосредственно осуществляют денежно-кредитную политику, заключается в том, что они не имеют возможности контролировать и управлять поведением целевых переменных. Для достижения конечных целей денежные власти выбирают определенный набор промежуточных и оперативных целей (intermediate and operating targets), подконтрольных действиям денежных властей.
Выбор промежуточных целей денежно-кредитной политики, или режима денежно-кредитной политики, в наибольшей степени характеризует предпочтения денежных властей, но, одновременно, в наибольшей степени зависит от текущих макроэкономических и институциональных условий и преобладающего канала денежной трансмиссии1. В экономической литературе выделяют четыре основных типа режимов денежно-кредитной поли-тики2:
1. таргетирование обменного курса;
2. таргетирование денежных агрегатов;
3. таргетирование инфляции;
4. денежно-кредитная политика без явного номинального якоря.
Каналы денежной трансмиссии в экономике. Непосредственными инструментами денежно-кредитной политики являются операции на открытом рынке, учетная политика и резервные требования. Основным инструментом Центрального банка являются его операции на открытом рынке, тогда как учетной политике и изменению резервных требований отдается вспомогательная роль. Проблема выбора инструмента возникает, поскольку у Центрального банка при осуществлении операций на открытом рынке возможен выбор между «ценой» и «количеством»: он может либо контролировать процентную ставку, по которой покупает или продает облигации, либо осуществлять покупку или продажу ценных бумаг на определенную сумму3. Другими словами, денежные власти выбирают между контролем за процентной ставкой (interest rate targeting) или за денежным предложением (money targeting).
Наиболее часто называются три механизма денежной трансмиссии:
1. процентный канал;
2. кредитный канал;
3. канал цен активов.
1 Подробнее см.: McCallum (1999b).
2 См., например: Mishkin (1999).
3 Подробнее см.: Friedman (1990).
59
Схема функционирования процентного канала денежной трансмиссии может быть представлена в следующем виде: денежная массаТ ^ процентная ставка ^ инвестицииТ ^ выпускТ.
Механизм действия кредитного канала представляется более разнообразным. Схема функционирования канала банковского кредитования может быть представлена как: денежная массаТ ^ депозитыТ = кредитыТ ^ инвестицииТ ^ выпускТ. Канал баланса активов и пассивов выглядит следующим образом: денежная массаТ ^ капитализацияТ ^ риск (асимметрия информации)^ = кредитыТ ^ инвестицииТ ^ выпускТ. В случае канала денежных потоков: денежная массаТ ^ денежные потокиТ ^ риск (асимметрия информации)^ = кредитыТ ^ инвестицииТ ^ выпускТ. Для канала непредвиденного роста уровня цен: денежная массаТ ^ це-ныТ (неожидаемый рост) ^ чистые активыТ ^ риск (асимметрия информации) 4 = кредитыТ ^ инвестицииТ ^ выпускТ. Канал денежной трансмиссии, связанный с эффектом ликвидности домохозяйств, устроен как: денежная массаТ ^ цены финансовых активовТ ^ чистые активы домохозяйствТ ^ вероятность финансовых затруднений 4 ^ потребление товаров длительного пользования и расходы на недвижимостьТ ^ выпускТ.
Третьим механизмом денежной трансмиссии в экономике называется канал цен активов. Исторически первым вариантом данного механизма трансмиссии является теория q Тобина: денежная массаТ ^ капитализацияТ ^ q ТобинаТ ^ инвестицииТ ^ выпускТ. Другой важной разновидностью механизма денежной трансмиссии на основе цен активов является курсовой канал: денежная массаТ ^ внутренняя процентная ставка 4 ^ обменный курс национальной валюты^ ^ чистый экспортТ ^ выпускТ. Последним вариантом механизма цен активов, близким по сути к эффекту ликвидности домохозяйств, является канал эффекта богатства: денежная масса Т ^ цены финансовых активов Т ^ богатство домохозяйств Т ^ потребление Т ^ выпускТ.
Таким образом, механизм денежной трансмиссии в общем виде может быть схематично представлен как:
1) изменение денежного предложения
и
2) влияние на финансовый сектор (процентные ставки, курс, цены финансовых активов, премия за риск)
60
u
3) влияние на реальный сектор (инвестиции, потребление, чистый экспорт)
u
4) изменение выпуска.
Различия между каналами денежной трансмиссии проводятся на основе предположений о характере взаимосвязей в экономике при переходе от первой ко второй и от второй к третьей ступеням.
Основные подходы к эмпирическому анализу механизма денежной трансмиссии и выявлению фактических целей денежно-кредитной политики
В настоящее время в экономической литературе господствует подход к анализу влияния шоков денежной политики на реальный сектор экономики и, соответственно, каналы денежной трансмиссии в краткосрочном периоде на основе так называемого «подхода векторных авторегрессий» (VAR approach), предложенного Симсом в 1970-х гг.4 Основное отличие данного подхода от традиционного эконометрического моделирования экономических процессов и так называемого подхода Лондонской школы экономики заключается в том, что он направлен не на получение выводов относительно оптимальной экономической политики, необходимой для достижения заявленных экономических целей, а на демонстрацию эмпирических свидетельств относительно реакции макроэкономических переменных на шо-ки экономической политики для выявления адекватной теоретической модели экономики5. Так же как и в подходе Лондонской школы экономики, теоретические знания относительно природы экономических процессов определяют лишь набор переменных, включаемых в модель, тогда как конечная спецификация эконометрической модели (количество лагов переменных) определяется эмпирически.
В сокращенном виде модель векторной авторегрессии может быть записана как:
Yt = A(L )YM + Zt + Et,
где Y - вектор рассматриваемых переменных;
Z - вектор экзогенных (внешних по отношению к вектору Y) переменных;
E - вектор случайных ошибок;
4 Sims (1972); Sims (1980).
5 Favero (2001).
61
A(Li) - матрица лаговых операторов.
Таким образом, переменные в модели (за исключением строго экзогенных) являются эндогенными, а их лаговые значения - предетерминиро-ванными.
В первых работах по анализу эффектов денежно-кредитной политики на основе подхода векторных авторегрессий (Симс, Айхенбаум6) рассматривались модели чистой векторной авторегрессии, т.е. отсутствовал вектор экзогенных переменных. Применение векторных авторегрессионных моделей с экзогенными переменными (VARX model) для анализа так называемых «закономерностей» («stylized facts») при денежных шоках связано с работами Кристиано, Айхенбаума, Эванса, Бернанки, Михова и Шиоджи7. Наиболее полный обзор основных результатов анализа краткосрочных эффектов денежно-кредитной политики и сравнение вариантов эконометри-ческих спецификаций в рамках подхода векторных авторегрессий приведен в работе Липера, Симса и Жа 1996 г.8
Подход векторных авторегрессий является также преобладающим при анализе механизма денежной трансмиссии, что отмечается в работе Б. Маккалума9. Отвечая на критику Рудебуша, он предлагает расширить «структурную» часть векторных авторегрессионных моделей, включив в вектор экзогенных переменных текущие и лаговые значения экзогенных переменных, логические переменные, отвечающие за смену режимов в экономической политике или отдельные шоки в экономике. Аналогичный подход предложен также в работе, посвященной анализу каналов денежной трансмиссии в Израиле10. При анализе механизма денежной трансмиссии в число эндогенных переменных включается дополнительная переменная, ассоциируемая с определенным каналом денежной трансмиссии. Таким образом, вывод о преобладающем типе механизма делается на основе анализа импульсных функций отклика как «характерной» переменной на денежный шок, так и выпуска на изменения в денежной политике и динамике «характерной» переменной.
Правила денежно-кредитной политики. Эмпирическая проверка фактических правил (промежуточных целей) денежно-кредитной политики является относительно новой частью анализа денежно-кредитной полити-
6 Sims (1992); Eichenbaum (1992).
7 Christiano, Eichenbaum, Evans (1996); Bernanke, Mihov (1998); Shioji (1997).
8 Leeper, Sims, Zha (1996).
9 McCallum (1999c).
10 De Fiore (1998).
62
ки. Основополагающая работа по данному вопросу11, предлагающая методологию анализа и представляющая результаты соответствующих оценок для США, ФРГ, Японии, Великобритании, Франции и Италии, подготовленная Кларидой, Гали и Гертлером, была опубликована только в 1997 г.12 Альтернативные подходы представляют собой, по сути, упрощенную версию метода Клариды, Гали и Гертлера13.
Эмпирическая модель Клариды, Гали и Гертлера предполагает, что основным инструментом политики, которым пользуются денежные власти для достижения своей цели, является базовая процентная ставка. Таким образом, целевое значение базовой процентной ставки, г*, устанавливается исходя из ожидаемых в момент времени , отклонений значений основных макроэкономических величин, являющихся целями при реализации денежно-кредитной политики (выпуска, у, и инфляции, ж), от целевых значений, т.е.:
г-; = г + РЕ, (ж,+„| О, -ж*) + уЕ, (у,| О., - у*),
где г - долгосрочная равновесная номинальная процентная ставка.
Предположим, что фактическое значение базовой процентной ставки является линейной комбинацией целевого значения ставки и фактического значения ставки в предыдущий момент времени:
г, = (1 -р)г' +рг,-1 + о,,
где р - коэффициент, отвечающий за степень сглаживания динамики процентной ставки.
Объединяя оба условия, а также заменяя ненаблюдаемые ожидаемые значения переменных их фактическими значениями, мы получаем следующую спецификацию уравнения для проверки правил денежно-кредитной политики:
11 Согласно Taylor (1999).
12 Clarida, Gali, Gertler (1997). В 1996 г. Кларида и Гертлер опубликовали работу по исследованию правил денежно-кредитной политики, проводимой Бундесбанком (ФРГ) на основе оценки модели структурной векторной авторегрессии, аналогично анализу краткосрочных реальных эффектов денежно-кредитной политики. См.: Clarida, Gertler (1996).
13 Упрощение может касаться как спецификации уравнения, описывающего реакцию денежных властей на изменения целевых показателей, так и методов оценки. См.: Taylor (1999).
63
Г = (1 - р)а +(1 - р)Рп^п +(1 - р)уу 1 + рг1_1 + е1
= -(1 -р){Д(Л+п -Е^,+п|О) + У(У, -Е,у,|О,)} + " Теперь предположим, что существует вектор иь состоящий из переменных, входящих в информационное множество, доступное денежным властям при выборе значения базовой ставки, ортогональный к еь Обычно элементы вектора и включают в себя лаговые значения переменных, используемые для прогнозирования выпуска и инфляции, а также текущие значения переменных, не коррелированных с текущими шоками в процентной ставке иь Тогда, поскольку Е1 (е1 |и,) = 0, оценки параметров модели (а, Д у р) могут быть получены с помощью обобщенного метода моментов.
Поскольку в нашем случае размерность множества доступной денежным властям информации и, следовательно, число ортогональных условий превышают число параметров, модель является переопределенной, и мы имеем право проверить выполнение наложенных ограничений. Другими словами, нулевая гипотеза предполагает, что существуют такие значения параметров (а, Д у р), что выполняется условие ортогональности между остатками и информационным вектором.
Базовая спецификация модели Клариды, Гали и Гертлера предполагает проверку гипотезы относительно таргетирования инфляции денежными властями, при этом целевое значение инфляции может быть рассчитано на основе полученных оценок коэффициентов в модели как:
, гг - а л =-,
Д-1
где гг - долгосрочное равновесное значение реальной процентной ставки, которая принимается равной средней реальной процентной ставки за период наблюдений.
Для проверки гипотезы относительно альтернативных неявных целей денежно-кредитной политики базовая модель может быть расширена в виде:
г, = (1 - р)а +(1 - р)Дл,+п +(1 - р)уу, +(1 - р)ф + рг,-1 + е,
= -(1 - р){Д(л,+п - Е,л,+п\П,) + у(у, - Еу |О,) + ф(2 { - ЕЛ|О,)} + о,'
где - альтернативная целевая для денежных властей переменная (например, темп роста денежного агрегата, номинального или реального курса, текущее значение инфляции и т.д.) Соответственно, лаговые значе-
64
ния данной переменной должны быть добавлены в вектор инструментальных переменных.
Экономическая интерпретация оценок коэффициентов (Р, у, фф предполагает, что коэффициенты имеют знак, соответствующий направлению изменения процентной ставки денежными властями для уменьшения разрыва между ожидаемым и целевым значением таргетируемого параметра (например, «плюс» - для коэффициентов при инфляции и выпуске). Статистическая значимость нескольких коэффициентов означает, что денежные власти стараются учитывать в своей политике сразу несколько целей, другими словами, в базовом случае таргетирование инфляции осуществляется с учетом ожидаемых изменений в выпуске. В зависимости от абсолютного значения коэффициента выделяют два режима политики денежных властей: 1) «адаптация» (р,у,фф < 1) - денежные власти реагируют изменением процентной ставки на отклонение таргетируемого показателя от целевого значения, но реакция недостаточна для достижения целевого значения; 2) «стабилизация» (\р,у,фф > 1) - денежные власти изменяют процентную
ставку при отклонении таргетируемого показателя от целевого значения на величину, достаточную для достижения целевого значения.
В числе основных работ, посвященных анализу неявных правил денежно-кредитной политики на основе подхода Клариды, Гали и Гертлера, следует назвать исследования Бернанкии, Гали, Гертлера, Дули, Клариды, Кларка, Лэкстона, Роуза, Рудебуша и Чинна14.
2. Анализ механизмов трансмиссии денежно-кредитной политики в российской экономике
Прежде чем приступить к анализу механизмов денежной трансмиссии в экономике России, мы провели анализ влияния денежного предложения и цен на динамику реального выпуска. Анализ проводился на основе построения импульсных функций отклика векторной авторегрессионной модели: У, = А(Ё )УМ + Ъ + Е,
У, = (1и М 1п У 1п Р ) ,
Ъ = (х1...х)
14 Chinn, Dooley (1997); Bernanke, Gertler (2000); Clarida, Gali, Gertler (2001); Clark, Laxton, Rose (2001); Rudebush (2001).
65
где lnM - показатель денежного предложения, lnY - реальный выпуск, lnP - уровень цен,X ...Xn- экзогенные переменные.
В качестве показателя реального выпуска мы выбираем индекс промышленного производства (очищенный от сезонных и календарных эффектов). Мы будем рассматривать четыре показателя денежного предложения - наличные деньги М0 (M0), денежную базу (резервные деньги, H), денежную массу М1 (M1) и денежную массу М2 (M2). Аналогично методике, использованной при исследовании спроса на деньги, уровень цен рассчитан путем построения базового индекса цен на основе данных об индексе потребительских цен (уровень цен на конец января 1992 г. принят равным единице). Вектор экзогенных переменных включает темпы прироста номинального курса рубля (DER) к доллару США, реальный эффективный обменный курс к доллару США (RER), и логические переменные, отвечающие за финансовый кризис в августе и сентябре 1998 года (D898, D998). Данные о денежных агрегатах и номинальном курсе рубля взяты из материалов ЦБ России, индексе потребительских цен - Госкомстата РФ, реальном эффективном курсе рубля - МВФ (International Financial Statistics), индексе промышленного производства - ЦЭК при правительстве РФ и ГУ-ВШЭ.
Оценка модели проводится на четырех временных интервалах, месячные данные: с января 1992 г. по декабрь 2001 г. (120 наблюдений), с января 1992 г. по июль 1998 г. (79 наблюдений), с октября 1998 г. по декабрь 2001 г. (39 наблюдений) и с июня 1995 г. по декабрь 2001 г. (79 наблюдений). Последний временной интервал выбран для сопоставимости с периодом, на котором будет проведен анализ каналов денежной трансмиссии (определяется временным интервалом, для которого имеется ряд наблюдений резервных денег, которые мы будем использовать в качестве показателя денежного предложения).
Результаты тестов на единичный корень для рассматриваемых временных рядов на выбранных временных интервалах (мы руководствовались статистиками теста Филлипса-Перрона для временных интервалов 01.1992-12.2001 и 06.1995-12.2001, поскольку эти периоды включают момент структурного сдвига в августе-сентябре 1998 г., наблюдавшегося во всех временных рядах, и статистиками расширенного теста Дикки-Фуллера на двух других временных интервалах) свидетельствуют, что большинство переменных на рассматриваемых временных интервалах являются интегрированными первого порядка, и в дальнейшем мы будем оценивать векторные авторегрессионные модели с учетом коинтеграцион-
66
ных соотношений между эндогенными переменными. Исключение составляют темп прироста номинального обменного курса рубля к доллару США (на всех периодах) и логарифм цен (на периоде с октября 1998 г. по декабрь 2001 г.). Поскольку последний временной ряд является стационарным относительно детерминированного линейного тренда, в модели векторной авторегрессии будет включен ряд отклонений от линейного тренда (остатков от регрессии логарифма цен на константу и линейный временной тренд).
Оценка на периоде 01.1992-12.2001. Результаты теста Йохансена свидетельствуют о существовании единственного коинтеграционного соотношения для трехмерного вектора рассматриваемых переменных как при использовании в качестве показателя денежного предложения денежной массы М0, так и денежной массы М2. Для выбора количества лагов в модели векторной авторегрессии с коррекцией ошибок мы оценили варианты модели с количеством лагов от 1 до 12. Согласно информационному критерию Шварца для обоих показателей денежного предложения наилучшие статистические качества имеют модели с количеством лагов, равным четырем. Согласно двум другим статистическим критериям - Акаике и LogLikelihood Ratio - статистические качества моделей возрастают с увеличением количества лагов. Однако, поскольку с увеличением числа лагов у нас сильно сокращается число степеней свободы, при выборе конечной спецификации мы в данном случае больше полагаемся на критерий Шварца.
Импульсные функции отклика изменения логарифма выпуска на шоки цен и денежного предложения (М0 и М2) для моделей векторной авторегрессии с коррекцией ошибок с учетом четырех лагов приведены на рис. 1. Как видно из представленных графиков, значения функций откликов во всех случаях статистически незначимы, т.е. гипотеза о влиянии денег на объем выпуска на всем периоде отвергается на 95% уровне значимости.
67
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of D(LNY) to D(LNM0) Response of D(LNY) to D(LNP) 0.002 -,- 0.002 -.-
0.001 - 0.001 -
-0.002 - \ / -0.002 -
-0 003 ...................... -0.003 ......................
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Оценка на периоде 01.1992-07.1998. Результаты теста Йохансена свидетельствуют о существовании двух коинтеграционных соотношений для трехмерных векторов рассматриваемых переменных в случаях М0 и М2 и единственного коинтеграционного соотношения в случаях М1 и резервных денег.
68
Выбор количества лагов в моделях векторной авторегрессии с коррекцией ошибок осуществлялся по алгоритму, аналогичному тому, который был применен на всем периоде наблюдений. Согласно информационному критерию Шварца, наилучшие статистические качества имеют модели с количеством лагов, равным четырем - для денежного агрегата М0, и шести - в случае М2. Для моделей, включающих денежные агрегаты М1 и резервные деньги, оценки проводились до 7 лагов включительно, так как наблюдения данных показателей доступны на более коротком периоде (06.199507.1998, 38 наблюдений). Согласно всем статистическим критериям статистические качества последних моделей возрастают с увеличением количества лагов, однако, принимая во внимание малое число степеней свободы при большом количестве лагов, мы не можем рассматривать такие спецификации векторных авторегрессий как адекватные наблюдаемым данным и использовать оцененные импульсные функции отклика для анализа влияния денежных шоков на выпуск.
Таким образом, на данном подпериоде мы построили две импульсные функции отклика изменения логарифма выпуска на шоки цен и денежного предложения. В случае М0 модель оценена с учетом четырех лагов, а в случае М2 - шести лагов рассматриваемых переменных. Как видно из представленных графиков (рис. 2), значения функций откликов выпуска на денежные шоки также как и на всем периоде статистически незначимы. В то же время на протяжении первых 5-6 месяцев наблюдается отрицательный отклик выпуска на ценовой шок, т.е. резкое ускорение темпов инфляции в данный период вызывало сокращение объема выпуска на протяжении около полугода. Такая реакция выпуска на ценовой шок соответствует ситуации высокой инфляции, а также снижению инфляции при сохранении высоких инфляционных ожиданий экономических агентов (например, при низком доверии экономических агентов к проводимой политики финансовой стабилизации), что наблюдалось в России в рассматриваемый период времени.
69
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of D(LNY) to D(LNM0) Response of D(LNY) to D(LNP)
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of D(LNY) to D(LNM2) Response of D(LNY) to D(LNP)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Рис. 2
Оценка на периоде 10.1998-12.2001. Так как на данном временном интервале ряд логарифмов цен является стационарным относительно линейного тренда, мы предполагаем возможность коинтеграции в системе только между двумя переменными - логарифмом выпуска и логарифмом денежного предложения. Результаты теста Йохансена свидетельствуют о существовании одного коинтеграционного соотношения во всех четырех случаях разных денежных агрегатов (М0, резервные деньги, Мь М2).
Вследствие небольшого числа наблюдений, доступных к настоящему времени (39), для выбора числа лагов в векторных авторегрессионных мо-
70
делях с коррекцией ошибок мы оценили варианты моделей лишь до 7 лагов включительно. Однако согласно всем статистическим критериям наилучшие статистические качества моделей достигаются при максимально возможном при данном числе наблюдений количестве лагов. В таком случае мы не можем рассматривать такие спецификации векторных авторегрессий как адекватные наблюдаемым данным и использовать оцененные импульсные функции отклика для анализа влияния денежных шоков на выпуск.
Оценка на периоде 06.1995-12.2001. Результаты теста Йохансена свидетельствуют о существовании единственного коинтеграционного соотношения для трехмерных векторов рассматриваемых переменных в случаях М0, М1 и М2. В то же время отрицается гипотеза о коинтеграции между переменными в случае резервных денег.
Согласно информационному критерию Шварца, для всех денежных агрегатов наилучшие статистические качества имеют модели с количеством лагов, равным четырем. Так же, как и в других случаях, значения двух других статистических критериев (Акаике и LogLikelihood Ratio) говорят в пользу улучшения статистических качеств моделей при увеличении количества лагов и не могут служить руководством для выбора наилучшей спецификации.
Графики импульсных функций отклика выпуска на ценовые денежные и ценовые шоки показаны на рис. 3. Как видно из представленных графиков, отклики выпуска на денежные шоки являются статистически незначимыми на 95% уровне значимости, т.е. мы не может отвергнуть гипотезу об отсутствии влияния денег на выпуск в экономике России на рассматриваемом периоде. В то же время, на периоде до 7-8 месяцев наблюдается отличный от нуля положительный отклик выпуска на положительный ценовой шок (наиболее значим в случаях резервных денег и М2). Такая реакция выпуска соответствует случаю, описываемому кривой предложения Лукаса, когда экономические агенты увеличивают объем выпуска, рассматривая ценовые шоки как рост относительных цен, а не повышение общего уровня цен. По нашему мнению, подход Лукаса применим для интерпретации полученных результатов, поскольку на протяжении рассматриваемого периода времени преобладали низкие (менее 3% в месяц) значения инфляции, наблюдался последевальвационный импортозамещающий рост экономики.
71
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of D(LNY) to D(LNM0) Response of D(LNY) to D(LNP)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of D(LNY) to D(LNM2) Response of D(LNY) to D(LNP)
72
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of D(LNY) to D(LNH) Response of D(LNY) to D(LNP)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Рис. 3 ***
Проведенный анализ взаимосвязи денег, цен и выпуска в экономике России позволяет сделать четыре основных вывода:
1) шоки денежного предложения не оказывали прямого влияния на динамику выпуска на рассматриваемом периоде времени (1992-2001 гг.);
2) количество имеющихся наблюдений на посткризисном периоде (с осени 1998 г. до конца 2001 г.) пока не достаточно для поверки гипотезы об изменении характера взаимодействия между деньгами и выпуском в экономике России по сравнению с докризисным периодом;
73
3) в период высоких значений инфляции и низкого доверия экономических агентов к политике финансовой стабилизации (1992-1996 гг.) ценовые шоки имели негативный эффект на динамику выпуска: наблюдалось сокращение объема выпуска на протяжении примерно полугода после шока;
4) в период низких значений инфляции и последевальвационного импортозамещающего роста (1997-2001 гг.) ценовые шоки имели положительный эффект на динамику выпуска: наблюдалось ускорение темпов роста выпуска на протяжении 7-8 месяцев после шока.
На наш взгляд, полученные выводы об отсутствии влияния денег на выпуск объясняются, во-первых, особенностями и быстротечностью процессов в реальном секторе экономики на протяжении рассматриваемого, достаточно короткого, периода времени. Так, традиционный анализ взаимосвязи денег и выпуска проводится на основе данных, очищенных не только от сезонных и календарных, но и циклических компонент. В нашем случае, все данные приходятся, фактически, на один цикл экономической конъюнктуры, т. е. мы проводим анализ взаимодействия денег и выпуска внутри одного среднесрочного экономического цикла.
Во-вторых, на динамику выпуска накладываются трансформационный спад, вызванный переходом от административно-командной к рыночной экономике, и рост экономики после кризиса 1998 гю, все влияние которого не может быть учтено включенными в модель экзогенными переменными.
В-третьих, на протяжении преобладающей части рассматриваемого периода в экономике России нарушались стандартные предпосылки относительно роли и значения денег. В частности, большую роль играли неденежные формы расчетов между экономическими агентами, частным сектором и государством (бартер, зачеты, неплатежи), экономика России характеризуется высокой степенью долларизации. Таким образом, роль шоков рублевого денежного предложения, очевидно, была ограниченной.
Анализ каналов денежной трансмиссии. Проведенный выше анализ не позволил выявить характер влияния денег на реальный выпуск в экономике России, однако в силу указанных объективных условий развития российской экономики мы не можем также отвергнуть гипотезу о том, что такое влияние отсутствовало. В частности, отличные от нуля отклики выпуска на ценовые шоки в условиях преимущественно монетарной природы инфляции свидетельствуют о том, что номинальные денежные шоки не были полностью нейтральны. Это дает нам право провести анализ возможных каналов денежной трансмиссии в экономике России, хотя а ргюп можно
74
ожидать, что большинство результатов такого исследования окажутся отрицательными, т.е. нам не удастся строго формально выделить какой-либо преобладающий механизм денежной трансмиссии, и мы можем лишь получить свидетельства в пользу возможности существования одного либо нескольких каналов.
Для эмпирического исследования каналов денежной трансмиссии в экономике России мы будем использовать традиционный подход15, основанный на анализе импульсных функций откликов и статистических качеств уравнения выпуска в модели векторной авторегрессии (с учетом коррекции ошибок, где необходимо). Нами рассматривалась следующая спецификация модели:
У, = A(L )YM + Z, + Et
Yt =(A(ln Ht) A(ln 7,) X, J ,
Z, =(D99S)
где X обозначает переменные, характеризующие тот или иной канал денежной трансмиссии. Модель включает одну экзогенную переменную -логическую переменную, отвечающую за кризисные явления в сентябре 1998 г.16 В качестве показателя денежной предложения мы будем использовать резервные деньги (lnH) как агрегат, в наибольшей степени контролируемый и управляемый Центральным банком РФ и, соответственно, отражающий расширение или сжатие денежного предложения в результате проводимой денежно-кредитной политики.
В качестве переменных, отвечающих за отдельные каналы денежной трансмиссии, нами выбраны:
1) процентный канал (%) - средневзвешенная ставка по кредитам юридических лиц в коммерческих банках (включая Сбербанк России) сроком до 1 года (данные Банка России, IL);
2) канал банковского кредитования (BL) - доля кредитов нефинансовому сектору экономике в общем объеме активов банковской системы
^ nr loans (данные Банка России, BL =-);
assCs
15 McCallum, B. (1999). Analysis of the monetary transmission mechanism: Methodological issues, NBER Working paper, 7395.
16 Как показали результаты оценки моделей векторных авторегрессий при анализе влияния денег на реальный выпуск, логическая переменная, отвечающая за август 1998 г., является статистически незначимой в большинстве случаев.
75
3) канал денежных потоков (CF) - денежная масса М2 как показатель общего объема рублевых платежных средств в экономике (данные Банка России, lnM2);
4) канал непредвиденного роста уровня цен (UPL) - изменение логарифма цен (расчеты автора на основе данных Госкомстата РФ, CPI = Д1пР);
5) канал денежной трансмиссии, связанный с эффектом ликвидности домохозяйств (HLE) - доля частных депозитов (остатков на рублевых счетах населения в коммерческих банках) в общем объеме обязательств банковской системы (данные Госкомстата РФ и Банка России,
deposits
HD =-);
liabilities.
6) теория q Тобина (QT) - логарифм фондового индекса РТС (данные РТС, LRTS);
7) курсовой канал (ER) - логарифм реального эффективного курса рубля к доллару США (данные International Financial Statistics, МВФ, RER).
Ввиду особенностей развития и функционирования экономики России мы не будем рассматривать гипотезы о существовании канала баланса активов и пассивов и канала эффекта богатства, так как на практике рост стоимости акций (капитализации компаний) в условиях России не может служить дополнительной гарантией для снижения риска по выданным кредитам, корпоративные ценные бумаги составляют крайне незначительную долю активов домохозяйств.
Мы также признаем условность выбора переменных, отвечающих за определенные каналы денежной трансмиссии. Так, процентная ставка по кредитам в условиях жесткого рационирования кредита не является адекватным показателем стоимости привлечения капитала при принятии решения об инвестировании. В качестве показателя объема денежных потоков в экономике было бы правильнее взять уровень монетизации экономики, например, отношение денежной массы к ВВП. Однако это невозможно, поскольку для обеспечения достаточного числа степеней свободы мы вынуждены работать с месячными данными, но надежные данные о месячном ВВП отсутствуют. Также не бесспорным представляется выбор отношения рублевых депозитов населения к обязательствам банковской системы в качестве показателя ликвидности домохозяйств, поскольку в России депозиты не могут рассматриваться как ликвидные средства для осуществления платежей. Кроме того, капитализация компаний, измеряемая уровнем фондового индекса, в специфических условиях российского фондового рынка
76
не является рыночной оценкой стоимости компаний, к тому же оценить восстановительную стоимость основных фондов практически невозможно. Таким образом, очевидно нарушены основные предпосылки теории q То-бина.
Оценка моделей векторных авторегрессий проводилась на периоде с июня 1995 г. по декабрь 2001 г. Мы также располагаем оценками на двух подпериодах (июнь 1995 - июль 1998 и октябрь 1998 - декабрь 2001), однако из-за малого числа наблюдений модели векторных авторегрессий не могут быть признаны адекватными наблюдаемым данным и результаты таких оценок не приводятся.
Результаты теста Филлипса-Перрона на единичный корень для всех переменных, используемых в данной части исследования, показывают, что только ряд отношения кредитов к активам банковской системы является стационарным в уровнях, тогда как все остальные ряды являются интегрированными первого порядка, и в моделях мы будем использовать первые разности указанных показателей.
Поскольку большинство рядов являются интегрированными первого порядка, мы провели тесты Йохансена на проверку гипотезы о наличии коинтеграции между переменными. Результаты тестов (статистики не приводятся) отрицают гипотезу о наличии коинтеграции между рассматриваемыми переменными во всех случаях. Таким образом, здесь мы будем оценивать модели векторной авторегрессии без учета коррекции ошибок.
Также как и выше, для выбора количества лагов в моделях векторной авторегрессии мы оценили варианты модели с количеством лагов от 1 до 12. Согласно статистическим критериям наилучшие статистические качества имеют модели с количеством лагов, равным четырем, во всех случаях, кроме процентного канала и канала денежных потоков. В двух последних случаях число лагов в лучшей спецификации равно шести.
Графики импульсных функций откликов выпуска на шоки резервных денег и переменной, отвечающий за определенный канал денежной трансмиссии, а также реакции такой переменной на шок резервных денег показаны на рис. 4-10.
77
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of D(LNY) to D(LNH) Response of D(LNY) to D(IL)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of D(IL) to D(LNH)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Puc. 4
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of D(LNY) to D(LNH) Response of D(LNY) to D(BL)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of D(BL) to D(LNH)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Puc. 5
U UU3
J 003
0.002
0.002
0.001
0.001
0.000
0.000
0 003
0 003
0.002
0.001
0.001
0.000
0.000
J 012
0.008
J 004
J 000
78
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of D(LNY) to D(LNH) Response of D(LNY) to D(LNM2)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of D(LNM2) to D(LNH)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Рис. 6
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of D(LNY) to D(LNH) Response of D(LNY) to CPI
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of CPI to D(LNH)
0.010 0.008 0.006 0.004 0.002 0.000 -0 002 -0 004
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Рис. 7
0 003
0 003
0.002
0.002
0.001
0.000
0.000
0 003
0 003
0.002
0.001
0.001
0.000
0.000
79
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of D(LNY) to D(LNH)
Response of D(LNY) to D(HD)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of D(HD) to D(LNH)
0 008 0 006
0 002 -0 000
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Puc. 8
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of D(LNY) to D(LNH)
Response of D(LNY) to D(LRTS)
0 003 0 002 -0 001
-0 001 -0 002 --0 003 -0 004
0 003 0 002 -0 001 0 000 -0 001 -0 002 -0 003 -0 004
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of D(LRTS) to D(LNH)
0 25 0 20 0 15 0 10 -0 05 0 00 -0 05
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Puc. 9
0 003
0 003
0 002
0 001
0 000
0 000
80
Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of D(LNY) to D(LNH)
Response of D(LNY) to D(RER)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of D(RER) to D(LNH)
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Рис. 10
Аналогично результатам, полученным при исследовании влияния денег на реальный выпуск, мы не можем отвергнуть гипотезу об отсутствии реакции выпуска на шоки резервных денег и переменных, характеризующих любой из каналов денежной трансмиссии. Исключение представляет случай канала непредвиденного роста уровня цен, который, фактически, повторяет один из результатов из первой части нашего исследования: выпуск отвечает положительной реакцией на ценовой шок, однако даже в данной модели отклик выпуска на шок денежного предложения статистически не отличим от нуля.
Таким образом, мы получили отрицательные результаты для всех каналов денежной трансмиссии на основе графиков импульсных функций
81
отклика, и анализ статистических качеств уравнения для уровня выпуска в модели может показать лишь «степень отсутствия» какого-либо канала, но не выделить канал, роль которого имеет наибольшее значение, среди нескольких альтернативных вариантов, имеющих статистически значимые функции отклика выпуска.
Все три критерия указывают на «минимальное» отсутствие разных каналов денежной трансмиссии: ЬЯ - канала непредвиденного роста уровня цен, А1С - процентного канала и В1С - канала денежных потоков. На наш взгляд, такой результат вполне согласуется с общими представлениями о характере взаимодействия реального и финансового секторов в экономике России. В частности, процентный канал мог действовать в период до августа 1998 г., когда рынок государственных ценных бумаг играл важную роль в перераспределении финансовых ресурсов между реальным, финансовым секторами экономики и государством. В то же время малое количество наблюдений (около 3 лет, 1995-1998 гг.) не позволяет получить статистические свидетельства о действии данного канала.
Возможность канала непредвиденного роста уровня цен объясняется наличием выявленной ранее реакцией выпуска на ценовые шоки, хотя мы не получили статистически значимые результаты для выпуска и шоков денежного предложения. Возможно, это вызвано использованием в качестве показателя денежного предложения резервных денег, связь которых с изменением уровня цен выражена слабее, чем для более широких денежных агрегатов (например М2). Однако в России возможности денежных властей влиять на динамику широких денежных агрегатов несравнимо слабее, чем в случае денежной базы, и выбор широкого денежного агрегата в качестве показателя денежного предложения, на наш взгляд, менее обоснован.
Роль канала денежных потоков также нельзя отрицать на основе наблюдений в 1999-2001 гг., когда рост доходов предприятий-экспортеров привел к увеличению общего объема ликвидности в экономике, росту монетизации ВВП, снижению доли неденежных форм расчетов и неплатежей. В конечном счете увеличение внутреннего платежеспособного (т. е. обеспеченного денежными, а не суррогатными формами платежа) спроса стало одним из факторов быстрого роста выпуска в 2001 г., когда закончился период первичного импортозамещения и произошло снижение мировых цен на нефть.
82
3. Выявление фактических целей денежно-кредитной политики, проводимой Банком России
Для анализа фактических промежуточных целей денежно-кредитной политики, проводимой Центральным банком России, мы будем применять методологию, предложенную Кларидой, Гали и Гертлером, модифицированную с учетом специфики российских данных.
Во-первых, в России затруднен выбор показателя процентной ставки, регулируемой Банком России, для достижения определенных целей в проводимой денежно-кредитной политике. Ставка рефинансирования ЦБ РФ играет, скорее, справочную роль и изменяется не регулярно. Доходность по рублевым государственным ценным бумагам, на которую Банк России оказывал влияние до августа 1998 г., поскольку являлся крупнейшим игроком на рынке ГКО-ОФЗ, может служить ориентиром только до кризиса. После восстановления рынка ГКО-ОФЗ в 1999 г. доходность по рублевым ценным бумагам представляется искусственно заниженной вследствие малых размеров рынка, роль Банка России на нем крайне мала. Поэтому в качестве показателя процентной ставки, на которую ЦБ РФ мог оказывать влияние для изменения ситуации на денежном рынке в желаемом направлении, мы выбрали ставку по однодневным рублевым межбанковским кредитам (МВК). Выбор срока - один день - обусловлен тем, что на кредиты на такой срок приходится от 75% до 95% всего оборота рублевого межбанковского рынка.
Банк России оказывает влияние на данную процентную ставку несколькими способами: 1) через регулирование объема свободных ликвидных средств внутри банковской системы путем операций на открытом рынке или интервенций на валютном рынке; 2) через изменение ставок по депозитам в ЦБ РФ, операциям РЕПО и внутридневным кредитам.
Во-вторых, в отличие от принятых гипотез о статистических свойствах временных рядов процентных ставок в США, Германии, Японии и других странах, для которых проводились подобные исследования, для временного ряда процентной ставки по МБК в России мы не можем отвергнуть гипотезу о нестационарности, т.е. временной ряд имеет единичный корень. Таким образом, для эмпирической проверки неявных правил денежно-кредитной политики мы должны перейти к первым разностям процентной ставки по МБК и переформулировать уравнение как:
Дг1 = (1 - р)Р(ж1+п - ) +(1 - р)у(у1 - у_1) +
(1 - р)ф(- 2,-1) + рДт(_1 + е,
83
В такой формулировке мы теряем свободный член в уравнении и не можем оценить неявный целевой уровень инфляции я*.
Максимальный интервал наблюдений, для которого доступны наблюдения процентной ставки по МБК, охватывает период с мая 1994 г. по декабрь 2001 г. (92 наблюдения). Для выявления возможных различий в неявных целях денежно-кредитной политики до и после кризиса 1998 г. мы будем также рассматривать два подпериода: май 1994 г. - июль 1998 г. (51 наблюдение) и январь 1999 г. - декабрь 2001 г. (36 наблюдений).
В качестве показателя инфляции мы будем использовать темпы прироста индекса потребительских цен, рассчитываемые Госкомстатом РФ (CPI). На наш взгляд, объем реального выпуска в экономике России может быть адекватно аппроксимирован с помощью индекса промышленного производства, сезонно сглаженного, рассчитываемого ЦЭК при правительстве РФ и ГУ-ВШЭ. Мы будем рассматривать логарифм данного показателя (Y).
В качестве альтернативных целевых переменных мы будем рассматривать:
1) темпы изменения номинального курса рубля к доллару США (рублей за доллар, DER);
2) логарифм реального эффективного курса рубля к доллару США (данные International Financial Statistics, МВФ, рост данного показателя означает реальное удорожание рубля по отношению к доллару США, RER);
3) темп прироста индекса потребительских цен с лагом в один месяц;
4) логарифм денежной массы М0 (М0, ЦБ РФ);
5) логарифм денежной массы М] (М1, ЦБ РФ);
6) логарифм денежной массы М2 (М2, ЦБ РФ);
7) логарифм узкой денежной базы (MB, ЦБ РФ);
8) логарифм резервных денег (H, ЦБ РФ);
9) логарифм золотовалютных резервов ЦБ РФ (ZVR, ЦБ РФ);
10) отношение золотовалютных резервов к резервным деньгам (RH).
Статистически значимые оценки уравнений для альтернативных целевых переменных, полученные с помощью обобщенного метода моментов, показаны в табл. 1. В качестве инструментальных переменных мы использовали: константу, первые шесть лагов приращений индекса промышленного производства, темпов прироста ИПЦ, темпов прироста курса рубля к доллару США, а также соответствующей целевой переменной. Таким образом, количество инструментальных переменных составляет 19 или 25. Го-
84
ризонт целевых значений инфляции выбран равным 4 месяцев на основе сравнения статистических качеств (по информационным критериям) общих (без дополнительных возможных целевых переменных) моделей с разными вариантами инфляционного горизонта (от 1 до 6 месяцев).
Таблица 1
J-
Z Р Р Г Ф статистика
Оценки на периоде 05.1994—12.2001.
0,299 3,807 -2,371 6,606
(8,04) (2,60) (-2,53)
CPIt-l 0,299 3,781 -2,363 -0,0002 6,605
(4,91) (2,24) (-2,45) (-0,001)
Оценки на периоде 05.1994-07.1998.
M1 0,101 0,415 -3,015 1,142 8,829
(5,19) (18,76) (-9,13) (19,59)
MB 0,115 0,265 -1,381 0,832 9,650
(4,71) (1,13) (-2,19) (4,51)
Оценки на периоде 01.1999-12.2001.
DER 0,273 0,260 -1,320 0,071 7,215
(7,26) (3,27) (-12,17) (2,18)
RER 0,297 0,302 -2,968 -0,159 7,755
(3,87) (2,10) (-7,63) (-5,01)
Гипотеза о выполнении ограничений не отвергается лишь в 6 из 33 случаев, для большинства уравнений накладываемые ограничения не выполняются, и, следовательно, оценки таких уравнений являются ложными. Тем не менее, принимая во внимание малое количество наблюдений (максимум - 81 наблюдение на всем периоде), необходимо оговориться, что полученные оценки коэффициентов хотя и являются несмещенными, но могут быть несостоятельными, либо неэффективными.
При оценке на всем периоде (05.1994-12.2001) гипотеза о выполнении ограничений не отвергается только для общего уравнения (без дополнительных целевых переменных) и для уравнения, где в качестве целевой переменной выбрано значение прироста ИПЦ в предыдущем месяце. Однако в последнем случае оценка коэффициента при дополнительной целевой переменной является статистически не значимой. Оценка общей модели свидетельствует о достаточно низкой инерционности процентной ставки по МБК - значение коэффициента р составляет около 0,3 (оценки для развитых стран - 0,90-0,9517), что может объясняться большей волатильностью
17 С1ап<1а, ОаН, ОегНег, 1997.
85
российского рынка МБК (вследствие резких колебания инфляции, кризисов августа 1995 г. и августа 1998 г. и малого объема рынка).
Другим важным результатом является отрицательный знак коэффициента при переменной объема выпуска. Другими словами, денежные власти реагировали на колебания выпуска, изменяя процентную ставку в направлении, противоположном направлению стабилизации выпуска. При этом абсолютное значение оценки коэффициента (около 2,5>1) свидетельствует, что ЦБ РФ «достигал» своей цели, усиливая колебания выпуска. На наш взгляд, такой результат объясняется слабой взаимосвязью процессов в финансовом и реальных секторах экономики России и сложностью процессов, протекающих в реальном секторе. В частности, в условиях трансформационного спада среднее значение объема выпуска за период наблюдений, неявно принимаемое при оценке уравнения за «естественный уровень производства», таковым не является, и отклонения выпуска от него зачастую не являются шоками, с которыми денежные власти должны бороться. Более того, истинной целью денежных властей могут являться любые положительные отклонения от такого среднего уровня. Однако оценка уравнения целей денежно-кредитной политики с переключением режима между положительными и отрицательными отклонениями выпуска от среднего уровня за период наблюдений технически затруднена.
Высокое абсолютное значение оценки коэффициента при переменой инфляции (больше единицы18), означающее политику стабилизации, т.е. успешного противодействия ценовым шокам, определяется тем, что за рассматриваемый период действительно проходила финансовая стабилизация, и темпы инфляции снизились с 10-15% до 1-2% в месяц. Однако такой результат, хотя и отражает антиинфляционную политику денежных властей, не может интерпретироваться как свидетельство таргетирования инфляции, поскольку, как уже говорилось, введение в уравнение инфляции как дополнительной целевой переменной не подтверждает гипотезы о статистической значимости данной переменной.
На первом подпериоде (1994-1998 гг.) гипотеза о выполнении накладываемых ограничений не отрицается только для случаев таргетирования денежных агрегатов: М1 и узкой денежной базы (наличные деньги + обязательные резервы). В обоих случаях оценка коэффициента р близка к 0,1, т. е. инерционность ставки на данном периоде была наименьшей, что под-
18 Оценки соответствующего коэффициента при будущих темпах инфляции превышают единицу и для большинства случаев в развитых странах.
86
тверждает наше предположение о причинах низкой инерционности ставки на всем периоде (именно на данном подпериоде наблюдались максимальные темпы инфляции и кризисных явлений на рынке МБК).
Оценки коэффициентов при денежных агрегатах имеют ожидаемый (положительный) знак и статистические значимы. При этом оценка коэффициента при денежной массе М1 превышает по модулю единицу (около 1,1), а оценка соответствующего коэффициента в уравнении с узкой денежной базой - меньше единицы, но больше нуля (0,8). Таким образом, в предположении о таргетировании денежной массы М1 действия Центрального банка РФ являются стабилизирующими, т.е. изменения процентной ставки были достаточными для поддержания целевых темпов роста денежного предложения. Если же принять предположение о таргетировании темпов роста узкой денежной базы, то политика ЦБ РФ имела адаптационный характер, т.е. Банк России, хотя и реагировал на «нежелательные» (с его точки зрения) изменения данного денежного агрегата, но достичь целевых ориентиров роста ему не удавалось. Необходимо отметить, что для развитых экономик оценки коэффициентов при переменной денежного предложения не превышают 0,6.
Аналогично результатам, полученным на всем периоде, оценки коэффициента при выпуске имеют отрицательный знак, статистически значимы и превышают единицу по абсолютному значению, т.е. денежные власти и на данном подпериоде не рассматривали выпуск в качестве своей цели, в том числе из-за сложных фундаментальных процессов в реальном секторе.
Оценка коэффициента при будущих изменениях темпов инфляции в уравнении с М1 статистически значима и находится в диапазоне от нуля до единицы, тогда как в уравнении с узкой денежной базой оценка соответствующего коэффициента статистически не отличается от нуля, что соответствует случаю чистого таргетирования денежного агрегата.
Принимая во внимание количество имеющихся наблюдений (ряд М1 начинается с середины 1995 г.), оценки уравнения с узкой денежной базой представляются заслуживающими доверия в большей степени. Таким образом, на данном периоде Банк России проводил адаптационную политику таргетирования темпов роста узкой денежной базы, направленную на снижение темпов инфляции, без учета колебаний выпуска. Примечательно, что номинальный курс рубля не выявлен в качестве значимой целевой переменной, несмотря на то, что на протяжении основной части данного временного интервала действовал режим валютного коридора. Такой результат может интерпретироваться как свидетельство в пользу вторичности
87
таргетирования обменного курса. Во-первых, практически весь период динамика номинального обменного курса рубля к доллару США протекала вдали от границ коридора, и ЦБ РФ не было необходимости проводить политику, направленную на поддержание какого-либо целевого значения курса. Во-вторых, введение режима валютного коридора было направлено, в первую очередь, на снижение инфляционных ожиданий, курс играл роль «номинального якоря» в ходе реализации ортодоксальной программы финансовой стабилизации, основная роль в которой принадлежала ограничению роста денежного предложения.
На втором подпериоде (1999-2001 гг.) гипотеза о выполнении наложенных ограничений также не отрицается в двух случаях - при выборе ЦБ РФ в качестве промежуточных целей темпа роста номинального курса рубля к доллару США, либо изменения реального эффективного курса рубля к доллару США.
В обоих случаях оценки свидетельствуют об адаптационном характере политики, т.е. изменение процентных ставок было недостаточным для компенсации нежелательных изменений в таргетируемых переменных, при этом степень адаптации достаточно мала - около 7% - для номинального и 16% - для реального курсов рубля19. Аналогичные значения оценок коэффициентов при соответствующих переменных обменного курса национальных валют (номинальных или реальных) получены и для большинства развитых стран (не более 0,10), что означает распространенное использование прочих возможностей поддерживать таргетируемый курс рубля, помимо прямого управления базовой процентной ставкой. В частности, курс может поддерживаться за счет устойчивой ситуации с платежным балансом благодаря ситуации на мировых товарных рынках, снижения спроса на иностранную валюту как средство сбережения при высоких инфляционных ожиданиях, ограничения ликвидности внутри банковской системы, создающей угрозу атаки на курс.
19 Отрицательный знак коэффициента при переменной реального эффективного курса рубля к доллару США означает изменение процентной ставки в том же направлении (для компенсации нежелательного изменения таргетируемого показателя), что при положительных знаках прочих коэффициентов в данной спецификации модели, так как в нашем случае положительное изменение переменной реального курса будет означать реальное удорожание российской валюты по отношению к доллару США.
88
Также как и в двух описанных выше случаях, оценки коэффициента при выпуске имеют отрицательный знак, статистически значимы и превышают единицу по абсолютному значению.
Оценки коэффициента при будущих темпах инфляции статистически значимы и составляют 0,26-0,3, т.е., хотя Банк России и реагировал на изменения темпов роста цен в посткризисный период, его политика по отношению к темпам инфляции была адаптационной. Сочетание адаптационной политики по отношению как к темпам роста номинального курса рубля, так и к темпам роста цен определяет, на наш взгляд, невозможность отвергнуть гипотезу о таргетировании и реального курса рубля. В то же время очевидно, что ЦБ РФ не проводил в данный период чистого таргетирования номинального или реального обменного курса, либо темпов инфляции.
Необходимо отметить, что на данном периоде увеличилась инерционность процентной ставки (до 0,27-0,3), что объясняется, по нашему мнению, снижением средних темпов инфляции и расширением рынка рублевых межбанковских кредитов.
Таким образом, на данном периоде Банк России проводил адаптационную политику таргетирования номинального и/или реального обменного курса рубля по отношению к доллару США. Изменения инфляции, денежного предложения и золотовалютных резервов, напрямую связанные в этот период с ситуацией на валютном рынке, имели, таким образом, скорее эндогенный характер, в зависимости от степени противодействия ЦБ РФ нежелательным (с его точки зрения) изменениям обменного курса. Однако результаты оценок не позволяют определить, какой курс (номинальный или реальный) был для Банка России фактической промежуточной целью.
Выводы и рекомендации для экономической политики
Проведенный анализ процессов в денежно-кредитной сфере в 19922001 гг. позволяет сделать следующие важные выводы, касающиеся политики Центрального банка РФ в данной области.
1) За имеющийся период наблюдений (1992-2001 гг.) статистические данные не свидетельствуют в пользу гипотезы о наличии влияния денег на реальный сектор экономики. Денежно-кредитная политика не оказывала прямого влияния на темпы роста или объем реального выпуска. Тем не менее, в силу крайне короткого периода наблюдений и того обстоятельства, что в реальном секторе происходили такие фундаментальные процессы, как трансформационный спад и импортозамещающий рост, говорить о нейтральности денег в экономике России нет достаточных оснований. В
89
этой связи ЦБ РФ следует учитывать возможные последствия увеличения денежного предложения для реального сектора (как положительные, так и отрицательные). Однако для оценки масштабов и характера такого влияния требуются дополнительные исследования.
2) Анализ более широких взаимосвязей между деньгами и выпуском с учетом различных механизмов трансмиссии денег в экономике показал, что наиболее вероятными каналами денежной трансмиссии являются те, которые не связаны напрямую с денежно-кредитной политикой и являются, скорее, следствием изменения фундаментальных основ функционирования экономики России после кризиса 1998 г. (канал непредвиденного изменения в уровне цен и канал денежных потоков). Первый канал связан с ускорением процессов структурных сдвигов в относительных ценах, а второй -с увеличением объема ликвидных средств в экономики вследствие роста прибыльности экспортного сектора. В то же время до кризиса 1998 г. не отрицается гипотеза о существовании в экономике процентного канала, и поддержание высокой доходности на рынке государственных ценных бумаг имело отрицательное влияние на реальный сектор. Такой результат свидетельствует в пользу политики поддержания, по крайне мере в кратко -срочной перспективе, низкого реального курса рубля, а также координации торговой политики со странами-членами ОПЕК.
3) В посткризисный период (1998-2001 гг.) инфляция, имеющая значительную структурную компоненту, оказывала позитивное влияние на темпы роста реального выпуска (промышленного производства). Изменения относительных цен, очевидно, стимулировали выпуск во многих отраслях экономики. В этой связи необходимо ускорять процесс реформирования естественных монополий и либерализации цен и тарифов на их услуги.
4) Анализ фактических (неявных) промежуточных целей денежных властей показал, что, при условии ряда методологических оговорок, реальный выпуск (темп роста промышленного производства) ни на одном из
20
периодов не входил в число целевых макроэкономических индикаторов . Фактически, единственной промежуточной целью властей на всем периоде в целом (1995-2001 гг.) можно считать снижение (но не таргетирование) средних темпов инфляции. По мере снижения средних темпов инфляции
20 Это противоречит официальным заявлениям Председателя ЦБ РФ в 1998-2002 гг. В. Геращенко о том, что поддержание реального сектора является для него приоритетной задачей по сравнению со снижением инфляции или поддержанием определенного курса рубля.
90
необходимо усиливать координацию политики Центрального банка и правительства РФ в деле формирования условий для роста реального выпуска.
5) В период до кризиса 1998 г. не отвергается гипотеза об адаптационном (т.е. ЦБ РФ стремился к достижению целевых значений, но практически никогда не достигал их) таргетировании денежного предложения относительно агрегата узкой денежной базы. Такая политика, очевидно, позво-позволила достичь быстрого снижения темпов инфляции, однако, в силу выбранного варианта финансовой стабилизации, - ортодоксальная стабилизация с номинальным якорем не позволяла разрешить дисбалансы на внутреннем денежном и валютном рынках. В частности, по мере либерализации внутреннего финансового рынка и развития кризисных явлений политика ЦБ РФ стала терять независимость от внешних факторов (отток капитала из страны).
С 1999 г. Банк России придерживается политики таргетирования обменного курса рубля. Несмотря на то, что данный случай имеет ряд важных отличий от рассматриваемых в литературе примеров (в первую очередь, основная угроза заключается в том, что при уходе с рынка ЦБ РФ «атака» на рубль приведет к удорожанию, а не к девальвации национальной валюты вследствие высокого положительного сальдо счета текущих операций и избытка предложения валюты на рынке) основной недостаток политики таргетирования обменного курса сохраняется: внутренняя денежно-кредитная политика не является независимой и в значительной степени определяется динамикой цен на нефть и другие основные товары российского экспорта.
В этой связи представляется необходимым проводить политику, направленную на развитие финансовых рынков, что позволит расширить возможности Банка России по проведению операций стерилизации денежных потоков из-за рубежа. Кроме того, возрастает актуальность либерализации капитальных потоков в сочетании с введением мер, направленных на усиление контроля за краткосрочными портфельными иностранными инвестициями. Вместе с тем ЦБ РФ и правительство РФ должны сознавать, что в среднесрочной перспективе (до 5 лет) желательно добиваться постепенного повышения реального курса рубля. Во-первых, к 2005 г. будет пройден период, на который приходится пиковый объем платежей по внешнему долгу, и объемы привлечения валютных поступлений для потребностей государства снизятся. Снижение спроса на валюту при устойчивом положительном сальдо торгового баланса снимет ограничения на укрепление рубля. Во-вторых, ожидаемый экономический рост будет способствовать
91
повышению инвестиционной привлекательности России и ускорению движения в сторону положительного сальдо как счета текущих операций, так и счета движения капитала. В-третьих, по мере подъема промышленного производства жизненно важно постепенно ослаблять барьеры входа на российский рынок, стимулируя обновление оборудования и технологий и повышение конкурентоспособности российской промышленности.
Переходя к перспективам долгосрочного роста российской экономики, основанного на импортозамещении, необходимо остановиться еще на одном аспекте, связанном с соотношением эластичностей экспорта и импорта по доходу. Как было показано П. Кругманом21, при таком соотношении между ними, какое наблюдается в настоящее время в России (низкая - для экспорта, высокая - для импорта), устойчивый долговременный рост национальной экономики возможен только при периодической девальвации валюты. Пределы сырьевого экспорта ограничены относительно неэластичным по цене спросом на топливо и слабой возможностью влиять на мировые цены на нефть и газ. В то же время по мере повышения уровня жизни населения спрос на импортные товары, имеющие более высокое качество по сравнению с отечественными субститутами, повышается. Таким образом, происходит ухудшение торгового баланса. Если данный процесс накладывается на ухудшение условий торговли страны и усиление оттока капитала, вызванного ростом странового риска, результатом становится кризис в экономике, что мы наблюдали в 1998 г. В этих условиях для поддержания темпов внутреннего экономического роста и положительного сальдо торгового баланса правительство страны вынуждено периодически девальвировать национальную валюту.
6) Тем не менее сопоставление альтернативных промежуточных целей денежно-кредитной политики показывает, что сохранение политики тарге-тирования обменного курса (фактически осуществления режима плавающего обменного курса с медленной реальной ревальвацией рубля) является наиболее предпочтительным вариантом в настоящих условиях (высоких цен на основные товары экспорта и высокого положительного сальдо торгового баланса, а также накануне крупных платежей по внешнему долгу РФ). В краткосрочном периоде это позволяет накапливать золотовалютные резервы и не допустить резкого роста реального курса российской национальной валюты. В частности, переход к таргетированию денежных агрегатов или инфляции, особенно в условиях значительных структурных сдви-
21 Кг^шаи (1989).
92
