статистический анализ монетарного фактора инфляции в россии

где– инфляция (получена как разность логарифмов индексов потребительских цен за текущий и предыдущий период), – темпы роста денежного агрегата М1, включающего в себя наличные деньги и депозиты до востребования физических лиц и нефинансовых организаций (получены как разность логарифмов индексов агрегата М1 за текущий и предыдущий период),– темпы прироста реального ВВП (получены как разность логарифмов индексов реального ВВП за текущий и предыдущий период), – случайная ошибка,– неизвестные оцениваемые параметры.

Оценка уравнения регрессии, полученная методом наименьших квадратов на статистических данных по 41 государству, усредненных на временном интервале с 1980 по 2008 гг., выглядит следующим образом:

= –2,231+1,161m–0,686y, (5)

[9,94] [–6,57]

R2=0,72; = 0,871; F = 59,76.

Расчетные значения t-статистики, приведенные в скобках, свидетельствуют о значимости коэффициентов уравнения. Таким образом, к увеличению уровня цен ведет рост денежного предложения, а к снижению уровня цен при прочих равных условиях ведет рост реального ВВП в экономике. Это позволяет говорить о подтверждении основных положений КТД посредством построения и оценивания межстрановой регрессии.

Несмотря на статистическое подтверждение справедливости балансового соотношения, постулируемого данной теорией, очевидным является нетривиальный характер указанной зависимости для стран с относительно высокими темпами роста денежной массы и инфляции, что позволяет сделать вывод о необходимости при изучении монетарной природы инфляционных процессов разработать индивидуальный подход для каждой страны.

Ряд специализированных исследований эмпирически подтверждают, что в странах, экономика которых характеризуется стабильно низкой инфляцией, развитость финансовых рынков позволяет центральному банку контролировать денежное предложение в соответствии с наблюдаемой динамикой спроса на деньги. Таким образом, увеличение объема денежной массы в подобной ситуации не должно в значительной степени способствовать нарастанию инфляционного давления в экономике.

Очевидно, что еще более актуальной указанная проблематика представляется и для России. При набирающей в настоящее время все большую силу гипотезе об отсутствии значимого влияния со стороны денежных показателей на инфляционные процессы в развитых государствах, монетарный характер инфляции в Российской Федерации по-прежнему не отвергается большинством отечественных и зарубежных экономистов. Вместе с тем, хотя в отечественной экономике монетарный фактор играет немаловажную роль в зарождении инфляционных процессов, проблема статистической оценки специфики его взаимодействия с ценами в России представляется сложной.

В диссертации построена модель инфляционных процессов в России, предполагающая декомпозицию потребительской инфляции на «инфляцию спроса», «инфляцию предложения» и инфляционные ожидания. Такой подход позволяет выявить четкую взаимосвязь между динамикой денежного предложения и темпами роста общего уровня цен в российской экономике. Для этой цели в работе предложена методика построения уравнения российской потребительской инфляции в форме модели коррекции ошибок. Параметры указанной модели оценивались на выборке январь 1999 г. – июнь 2008 года. Более поздние статистические данные при оценивании модели не использовались по причине наблюдавшихся начиная со второго полугодия 2008 г. последствий мирового финансового и экономического кризиса, которые временно усложнили идентификацию фундаментальных факторов спроса на деньги в России, традиционно характерных для более стабильных режимов функционирования экономики.

С целью вычисления «инфляции спроса» было построено и с помощью метода наименьших квадратов оценено уравнение спроса на деньги для российской экономики следующего вида:

=–0,411–0,062Mt-1+0,152Yt-1–0,290Et-1–0,322Et+0,033dIPO–0,013dCRIS (6)

[–2,58] [2,96] [–2,18] [–1,98] [5,75] [–2,61]

R2 = 0,38; = 0,002; F = 5,48,

где M – логарифм реальной денежной массы (по денежному агрегату М2, сезонно сглаженный); M– темпы роста реальной денежной массы (по денежному агрегату М2); Y – логарифм индекса промышленного производства (сезонно сглаженный); E – темпы укрепления номинального курса доллара США к рублю (сезонно сглаженные); dIPO – дамми-переменная для крупных первичных размещений ценных бумаг в марте-августе 2007 г.; dCRIS – дамми-переменная, обозначающая период кризиса в российской банковской системе в мае-августе 2004 г.

На основании оценок уравнения (6) можно вычислить показатель величины монетарного разрыва в экономике России, представляющий собой основной фундаментальный фактор «инфляции спроса» (рис. 6):

Рис. 6. Статистическая оценка монетарного разрыва

по функции спроса на деньги для российской экономики (%)

Как видно из приведенного выше графика, на протяжении периода с 1999 по 2008 гг. монетарный разрыв, согласно полученным статистическим оценкам, находился как в положительной, так и в отрицательной области. Это означает, что в первом случае монетарный фактор оказывал повышательное, а во втором случае – сдерживающее воздействие на цены в России.

Далее на базе процедуры Йохансена были получены основные параметры «фактора предложения» инфляции. «Фактор спроса» инфляции при этом может быть представлен как отклонение фактической инфляции от «фактора предложения» в виде долгосрочного коинтеграционного соотношения следующего вида:

* = – 0,300x1 – 0,259x2 – 0,138x3, (7). [2,68] [3,32] [2,10]

R2=0,29; = 0,004; F = 7,48,

где x1 – месячный темп прироста средних издержек предприятий на оплату труда персонала, x2 – месячный темп прироста индекса цен на услуги жилищно-коммунального хозяйства, x3 – месячный темп прироста «импортируемой инфляции», рассчитанный на базе стоимости операционного ориентира курсовой политики Банка России – бивалютной корзины (0,55 доллара США и 0,45 евро), с поправкой на инфляцию в США и странах еврозоны. Показатели x1, x2, x3 в целом отражают динамику «фактора предложения» как компоненты предельных издержек производителей.

В результате оцененная с помощью метода наименьших квадратов по месячным данным на временном интервале январь 2001 – июнь 2008 гг. модель потребительской инфляции для российской экономики приобрела следующий вид:

=2,810-5 – 0,106*t-1 + 0,049t-1 + 0,020x4t, (8)

[–2,81] [2,29] [3,57]

R2 = 0,36; = 0,010; F = 16,54,

где – долгосрочное коинтеграционное соотношение («фактор спроса»), – месячный прирост уровня потребительской инфляции, x4 – величина монетарного разрыва в России. Следует отметить, что прирост уровня потребительской инфляции с месячным лагом рассматривается как показатель инфляционных ожиданий в экономике, которые в предлагаемой модели имеют инерционный характер и формируются адаптивным образом.

Значения t-статистики, приведенные в скобках, свидетельствуют о значимости коэффициентов уравнения (8). Результаты оценивания модели инфляции показали, что избыточное предложение денег оказывает ускоряющее воздействие на инфляцию относительно роста предельных издержек производителей.

В ходе проведенного исследования выявлено, что факторы спроса и предложения дополняют друг друга при зарождении инфляционных процессов в российской экономике. В частности, динамика рядов потребительской инфляции и предельных издержек производителей (рис.7), определенных как линейная комбинация показателей средних издержек на оплату труда, регулируемых цен и «импортируемой инфляции», характеризуется сонаправленностью, что в целом позволяет говорить об адекватности оценки «инфляции предложения», полученной по уравнению (8).

Рис.7. Статистическая оценка предельных издержек производителей

и потребительская инфляция в России

(в % к соответствующему месяцу предыдущего года)

Несмотря на то, что монетарный разрыв не может считаться фактором, в полной мере объясняющим динамику уровня цен в России, можно отметить, что ускорение темпов инфляции относительно темпов роста издержек производителей, согласно расчетам, происходит именно в те периоды, когда предложение денег в экономике является избыточным. Таким образом, на основании полученных в диссертационной работе результатов было установлено, что «фактор спроса» и «фактор предложения» потребительской инфляции в России поддаются идентификации.

Как представляется, важность и актуальность последнего вывода связана с тем, что в практической деятельности центрального банка по реализации мер денежно-кредитной политики особое место занимает проблема выявления компонент инфляции, связанных с совокупным спросом в экономике, а именно «фактора спроса». Проведенный в работе анализ показывает, что «фактор спроса» неотъемлемо связан с монетарным фактором. В то же время, «фактор предложения» в меньшей степени поддается влиянию со стороны центрального банка.

На рис.8 проведено сопоставление отклонения фактического ИПЦ от индекса цен, обусловленного ростом издержек производителей («инфляция спроса»), и монетарного разрыва, рассчитанных на основе коэффициентов уравнений (6) и (8).

Рис.8. Монетарный разрыв и превышение инфляции над предельными издержками производителей в России

(в % к соответствующему месяцу предыдущего года)

Учитывая результаты, полученные по итогам выполненных модельных расчетов, можно сделать вывод о том, что динамика денежных агрегатов играет существенную роль для Банка России при планировании им собственной политики. Проведенные статистические исследования показывают, что планируемое введение режима инфляционного таргетирования в России в среднесрочной перспективе не должно повлиять на управление центральным банком монетарными показателями для достижения приемлемых уровней инфляции в экономике.

Несмотря на то, что формирование конкретных целей по темпам роста денежной массы не представляется в настоящее время для Банка России обязательным элементом реализации денежно-кредитной политики, задача непрерывного мониторинга монетарных индикаторов по-прежнему должна иметь одно из приоритетных значений и не терять свою актуальность в современной деятельности центрального банка.

В заключении диссертационной работы обобщены результаты проведённого статистического исследования, сформулированы основные выводы и даны рекомендации по их практическому использованию.

По теме диссертации опубликованы следующие работы:

Публикации в журналах, рекомендованных ВАК Минобрнауки России:

1. Поршаков А. Эмпирическое исследование положений количественной теории денег на основе межстрановой методологии // Деньги и кредит. – 2010. – №7. – 0,5 п.л.
2. Поршаков А., Пономаренко А. Проблемы идентификации и моделирования взаимосвязи монетарного фактора и инфляции в российской экономике // Вопросы экономики. – 2008. – № 7. – С. 61-77. – 1,0 п.л. (авторские – 0,5 п.л.).
3. Васильева Е., Пономаренко А., Поршаков А.   Краткосрочные процентные ставки и состояние ликвидности денежного рынка в России на фоне мирового финансового кризиса // Вопросы экономики. – 2009. – № 8. – C. 66-85. – 1,2 п.л. (авторские – 0,4 п.л.).

Другие публикации: