Модели инфляционных процессов в России

Ястребцева Анастасия Васильевна,

студентка 1 курса магистратуры по направлению «Статистика»

Московского государственного университета экономики, статистики и информатики.

Модели инфляционных процессов в России.

На протяжении XX в. инфляция стала нормой, обязательным атрибутом функционирования любой рыночной экономики. В отдельные периоды в разных странах наблюдались существенные различия в скорости роста цен. Но само наличие роста превратилось во всеобщий, повсеместный и постоянный фактор. Инфляцию определяют как общий рост цен, либо их неравномерное движение, связывают с обесценением денежной единицы (снижением покупательной способности денег), переполнением каналов денежного обращения или не равновесием платежеспособного спроса и предложения. Все эти определения являются теоретическими обобщениями, в той или иной степени приближающимися к истине, которая скрывается за понятием «инфляция».

Исследование данного явления особенно важно, так как сопровождает переходные и кризисные периоды экономики, которые, в свою очередь, неизбежны. Для эффективного планирования как в рамках частного бизнеса, так и в управлении государственными финансами, необходимы инструменты анализа происходящих процессов и оценки их последствий для экономических субъектов.

Инфляцию можно охарактеризовать как сложный и многофакторный процесс, основной сутью которого является повышение цен. Но не всякое повышение цен может быть интерпретировано как признак инфляционных процессов. Цены могут меняться, например - повышаться при перемене технологии производства, при изменении спроса или под воздействием других макро и микроэкономических факторов. Инфляция вызывается в первую очередь макроэкономическими дисбалансами.

Повышение общего уровня цен означает, что идет давление денежной массы на товарную: деньги обесцениваются - доходы населения снижаются.

Следующий дисбаланс - это несоответствие платежеспособного спроса и товарной массы проявляется в том, что спрос на товары и услуги превышает размеры товарооборота, что создает условия для того, чтобы производители товаров и поставщики поднимали цены независимо от уровня издержек. Несоответствие это обусловлено прежде всего дефицитом государственного бюджета. Так же чрезмерным инвестированием, когда объем инвестиционных расходов превышает потребности и возможности национальной экономики и сокращение поступлений от импортируемых товаров при сильной зависимости потребительского рынка от внешней торговли.

Инфляция - неоднородный по причинам, механизму и последствиям социально-экономический феномен. Это создает определенные трудности при исследовании как конкретных, лежащих на поверхности черт инфляционного процесса, так и его внутренней структуры и качественных характеристик.

В современном макроэкономическом анализе принимают за уровень инфляции показатель изменения потребительских цен относительно какого-то базисного периода. Проблема выбора базиса является объектом многочисленных споров. Так и в России велась полемика о расчете по методике «декабрь к декабрю» или как среднегодового индекса потребительских цен, учитывающего конъюнктурные скачки цен в отдельные месяцы года. Среднегодовой индекс цен дает более объективную картину инфляционных процессов и обязывает правительство удерживать рост потребительских цен в течение всего года. Однако, на сегодняшний день, ценовые индексы рассчитываются Росстатом в % к декабрю прошлого года.

Как уже отмечалось выше, помимо ценовых индексов, для оценки уровня инфляции используется более общий показатель дефлятор ВВП.

При сравнении динамики индекса потребительских цен и дефлятора ВВП наблюдается разнонаправленное движение показателей. Значения индекса потребительских цен значительно выше, что можно объяснить тем, что ИПЦ характеризует очень узкий сегмент рынка, доля потребительских расходов в общем объеме ВВП составляет всего 30-40 %.

Рисунок 1 - Динамика ценовых индексов РФ за 1998-2008 гг.

Если сравнить различные ценовые индексы и рассмотреть их в динамике, то можно сделать вывод, что, несмотря на то, что вариация значений происходит в одном диапазоне и не наблюдается такого разрыва в значениях как у дефлятора, индексы цен в различных секторах экономики по-своему характеризуют происходящие процессы. Поведение дефлятора очень схоже со сводным индексом цен строительной продукции. К 2002 году значения индексов стабилизировались в интервале от 100 до 125 %, что явилось окончанием кризисных явлений конца 90х годов. Индекс потребительских цен, в этом ряду, является самым стабильным и при этом достаточно хорошо характеризует совокупную динамику индексов.

Особый интерес представляет взаимосвязь индекса потребительских цен и индекса цен производителей промышленных товаров. Последний влияет на производственный процесс потребительских товаров и формирует себестоимость конечной продукции. В этом смысле увеличение значения индекса цен производителей опережает увеличение потребительских цен. Моделирование процесса заключается в анализе структуры лага, определения формы уравнения регрессии и оценки его параметром.

Модель с распределенным лагом имеет вид:

Yt=79,394+1,03819Xt-0,81863Xt-1+Et (1)

(6,234) (6,342) (-4,719)

Параметры уравнения значимы, так все они больше табличного значения t-статистики Стьюдента, tтабл (0,05;127)=1,9788.

Коэффициент детерминации показывает, что вариация индекса потребительских цен лишь на 25% обусловлена изменением индекса цен производителей промышленных товаров, а на 75% - другими факторами.

Эконометрическое моделирование взаимосвязи индекса потребительских цен и индекса цен производителей промышленных товаров с помощью модели распределенного лага выявило меньшую взаимосвязь, по сравнению с предполагаемой, исходящей из рассуждений о последствиях повышения цен производителями. Данное утверждение носит чисто теоретический характер, на практике же не совершенность экономической системы, особенно российской, влечет за собой невозможность применения общемировых принципов и инструментов анализа.

Комплексный статистический и экономический анализ структуры и динамики инфляционных процессов, происходящих как в мировой экономике, так и в России, позволил выделить основные показатели, влияющие на инфляцию:

У1	Индекс потребительских цен, %
У2	Индекс цен производителей промышленных товаров, %
Х1	Цена на нефть сорта "Юралс", долларов США за баррель
Х2	Курс доллара, рублей за доллар США
Х3	Денежная база (в широком определении), трлн. руб
Х4	Оборот розничной торговли, %
Х5	Инвестиции в основной капитал, %
Х6	Индекс промышленного производства, %
Х7	Индекс производства продукции сельского хозяйства, %
Х8	Реальные располагаемые денежные доходы, %
Х9	Экспорт товаров, млрд. долл. США
Х10	Импорт товаров, млрд. долл. США

Для выявления факторов, оказывающих влияние на основные индикаторы инфляционных процессов, используем методику корреляционно – регрессионного анализа. При рассмотрении разных вариантов исключения факторов было установлено, что уравнения регрессии с меньшей ошибкой аппроксимации (e=0.398%) и с наилучшими показателями F-статистики (Fр=1.391 > 1.390) получается при исключении факторов X6, X5, X2, X9 из выборки.

Затем, при проверке на достоверность с помощью критерия Стьюдента, были исключены факторы Х4, Х7 и Х8.

Таким образом, итоговое уравнение регрессии для первой зависимой переменной – индекс потребительских цен имеет следующий вид:

Y1=100.25+0.00781X1+0.00047X3-0.10067X10 (2)

(246) (2.572) (3.739) (-3,83)

Значение t(0.05;36)=2,028, следовательно все параметры уравнения статистически значимы. В уравнении учтены 34% факторов, воздействующих на результатирующий показатель (R2=0,34).

Из уравнения регрессии следует, что повышение цены на нефть сорта «Юралс» на 1 доллар США за баррель ведет к увеличению индекса потребительских цен в среднем на 0,0078 процентных пункта, увеличение денежной базы (в широком смысле) на 1 млрд. рублей ведет к увеличению индекса потребительских цен на 0,47 процента, увеличение же импорта на 1 млрд. рублей снижает уровень цен в среднем на 0,1 процент.

Для составления уравнения регрессии относительно индекса цен производителей промышленных товаров используем тот же самый алгоритм.

В результате анализа, для полученного уравнения регрессии:

Y2=34.75+0.00197X3-0.368X4+0.83634X8+0.56048X9. (3)

(2,427) (2,257) (-2,282) (3.429) (3.38)

Средняя относительная ошибка аппроксимации e=3.723% < 12%. Критерий Фишера Fр=2.079 > 1.390. Коэффициент детерминации показывает, что модель учитывает 57% факторов, влияющих на вариации индекса цен производителей промышленных товаров.

Коэффициенты в уравнении регрессии показывают, что увеличение денежной базы (в широком смысле) влияет на индекс цен производителей промышленных товаров в большей степени, чем на индекс потребительских цен, ее увеличение на 1 млрд рублей ведет к повышению индекса на 1,97 %. Увеличение оборота розничной торговли на 1 % уменьшает индекс цен на 0,37 %, рост реальных располагаемых денежных доходов на 1 % и экспорт товаров на 1 млрд рублей повышают индекс цен производителей промышленных товаров на 0,84 и 0,56 процентов соответственно.

Полученные данные о степени взаимосвязи факторов, использованных в исследовании, не противоречат общим теоретическим и логическим представлениям о функционировании экономики.

Система независимых уравнений представляет собой совокупность полученных ранее функций (2) и (3):

Y1=100.25+0.00781X1+0.00047X3-0.10067X10;

Y2=34.75+0.00197X3-0.368X4+0.83634X8+0.56048X9. (4)

Учитывая результаты корреляционного анализа, для описания структурных связей между основными индикаторами инфляции и факторами, на них влияющими, можно использовать систему одновременных уравнений, в такой системе одни и те же переменные рассматриваются как зависимые в одних уравнениях и как независимые в других.

Для определения параметров системы с учетом вхождения в регрессионные уравнения существенных факторов применялся двухшаговый метод наименьших квадратов (ДМНК), учитывая сверхидентифицируемость системы.

В результате получена следующая система одновременных уравнений:

У1=103,04118-0,02817У2+0,0128Х1+0,00041Х3-0,09127Х10+е1;

У2=438,583-4,073У1+0,00345Х3-0,367Х4+0,8864Х8+0,4138Х9+е2. (5)

Оценка достоверности уравнений, вошедших в модель, поводилась с помощью критерия Фишера. Для 1 уравнения Fр=1.402 > 1.390, для второго Fр=2.102 > 1.390. Коэффициент детерминации для 1-го уравнения составил 36,24%, а для второго 52,42%. Он свидетельствует о том, что только 36,24% вариации индекса потребительских цен обусловлено факторами, учтенными в модели. Для описания вариации индекса цен производителей промышленных товаров этот показатель выше, в модели удалось учесть больше половины факторов, влияющих на результативный показатель. Изучение инфляционных процессов затруднено постоянным присутствием мультиколлинеарности, для исключения ее влияния в процессе пошагового регрессионного анализа нам пришлось исключить несколько значимых факторов, что снизило коэффициент детерминации.

Однако, параметры построенных моделей свидетельствуют об их адекватности, все коэффициенты достоверны.

В результате исключения коррелирующих факторов, в модель вошли 7 из 11 рассматриваемых показателей. Исходя из полученных уравнений мы можем примерно оценить влияние каждого из них на ценовые индексы. Так, величина денежной базы (в широком смысле) (Х3) оказалась значимой как для первого уравнения, так и для второго. Из-за различия единиц измерения разных показателей, коэффициенты могут показаться малозначительными, однако, если перевести триллионное исчисление денежной базы хотя бы в миллиарды, то мы увидим, что отклонение в 1 млрд влечет за собой изменение цены на 1 – 2%, что очень значительно сказывается на экономике страны в целом. Одним из высоких оказался коэффициент при объеме реального располагаемого дохода (Х8), что объясняется его значимостью при оценке инфляционных ожиданий и поведения потребителей в условиях роста инфляции. В обратной зависимости с ценовыми индексами выступают объем импорта (Х10) и оборот розничной торговли (Х4). Действительно, при увеличении этих показателей, особенно в кризисные периоды, ведет к оживлению экономической деятельности и стабилизации экономической ситуации, что замедляет, а при развитии производства и сокращает уровень инфляции. При изучении факторов, вошедших в систему одновременных уравнений, заметны особенные черты российской экономики. Так, с заметной степенью воздействия в модель вошел такой фактор, как цена на нефть. А курс валюты, во многих странах представляющий эффективный механизм воздействия на инфляцию, не вошел в окончательную модель.

Эволюция инфляционных процессов требует пристального внимания со стороны аналитиков и постоянного совершенствования теорий и инструментов воздействия. Кризисная ситуация, поглотившая мировую экономику, является показателем того, что опыт прошлого хоть и применим, но недостаточен для дальнейшего развития. На смену инфляционным ожиданиям, терзавшим мировое сообщество на протяжении последних десятилетий, приходят ожидания дефляционные, не изученность последствий этого явления вселяет не меньшие опасения. Однако и здесь есть страны, уже десятилетиями живущие в дефляционной реальности, к примеру Япония.

Разнонаправленность динамики цен в мировом пространстве не позволяет вырабатывать единые меры регулирования, однако очевидна необходимость совместного решения экономических проблем. Глобализация экономики набирает обороты, а эффективных методов даже для анализа мировых процессов пока нет.

В настоящее время наблюдается снижение темпов инфляции как в России, так и в ЕС, Американские статистические службы так же говорят о замедлении роста цен, однако многие эксперты склонны считать, что американскую экономику поджидает гиперинфляция.

Зависимость всего мира от доллара и от стабильности американской экономики создает замкнутый круг. Для оздоровления экономики США необходима «шоковая терапия», которая может, в свою очередь значительно ослабить экономики остального мира, но и экономики других стран в такой ситуации «лихорадит».

В целом, проведенный эконометрический анализ инфляционных процессов позволяет говорить о четко прослеживаемой тенденции к усилению стабильности и предсказуемости той среды, в которой действуют экономические субъекты.

4

Модели инфляционных процессов в России