CC BY
116
АНАЛИЗ ФАКТОРОВ ИНФЛЯЦИИ В РОССИИ В ГОДЫ ЭКОНОМИЧЕСКИХ РЕФОРМ1
В статье приводятся результаты эконометрических расчетов, выполненных с целью исследования основных факторов, определявших инфляцию в России в период 1994-2006 гг. На основе поквартальных данных анализируются процессы формирования инфляции в России на этапах экономического кризиса и экономического подъема. Приводятся выводы по результатам расчетов.
Снижение инфляции в России является одной из наиболее актуальных макроэкономических задач. По итогам 2007 г. инфляция заметно превысила ее прогнозируемое значение. Инфляционная динамика 2008 г. также опережает официальный прогноз Правительства России. Очевидно, что существует необходимость более эффективного управления инфляционными процессами, что в свою очередь требует понимания механизма формирования динамики цен в экономике России. В данной работе на основе анализа ретроспективной информации предпринята попытка определения основных факторов, влиявших на динамику цен в российской экономике в 1994-2006 гг. Расчеты проводились для двух временных периодов: 1994-1999 гг. - периода глубокого экономического кризиса и 1999-2006 гг. - периода экономического роста в России. В оба временных интервала включены данные за 1999 г., который является переходным от спада к росту в российской экономике и таким образом может быть отнесен к двум анализируемым периодам.
Методика формирования исходной информации. Для проведения расчетов были использованы следующие временные ряды поквартальных данных за период 1994-1999 гг. и 1999-2006 гг.:
- номинальная величина денежного агрегата М2;
- номинальная норма процента МГБОЯ;
- номинальный обменный курс рубля к доллару США;
- индекс потребительских цен (ИПЦ) к предыдущему периоду;
- дефлятор ВВП;
- среднедушевая номинальная величина располагаемых денежных доходов населения, исчисляемая как среднемесячная величина за квартал;
- доля оплаты труда в составе ВВП;
- расходы консолидированного бюджета;
- инфляционные ожидания;
- тарифы на услуги естественных монополий.
Примеры исходных данных с поквартальным шагом для периодов 1994-1999 гг. и 1999-2006 гг. содержатся в Приложении. Некоторые из использованных в расчетах переменных были получены в результате преобразований. Например, информация о номинальной денежной массе М2 разрабатывается помесячно. В связи с этим для проведения поквартальных расчетов денежная масса рассчитывается как среднеквартальная величина, получаемая как среднее арифметическое значение помесячных данных.
Расчеты проводились как с номинальными (в текущих ценах), так и с реальными (в постоянных ценах) величинами.
Чтобы получить ряды показателей в сопоставимых ценах, необходимо последовательное дефлятирование соответствующих номинальных показателей с помощью индекса-дефлятора ВВП за весь анализируемый период.
1 Статья подготовлена при финансовой поддержке Программы Рособразования по развитию научного потенциала высшей школы. Проект №РНП.2.1.3.2428.
Индекс-дефлятор ВВП рассчитан с использованием двух временных рядов: ВВП в текущих ценах и ВВП в ценах IV кв. 2001 г., на основе которых были получены поквартальные темпы роста номинального и темпы роста реального ВВП:
I, = У / у,_1, С1)
где У, - ВВП в текущих ценах (при определении темпа роста номинального ВВП) или ВВП в постоянных ценах (при определении темпов роста реального ВВП).
После того, как были получены ряды темпов роста ВВП, рассчитывался индекс-дефлятор ВВП (7р,,) путем деления темпов роста номинального ВВП (Р,,) на темпы роста реального ВВП (7Ф,):
Iр, = 1„, / 7д,, ■ ' (2)
Далее были получены реальные показатели денежной массы М2, обменного курса рубля к доллару США, нормы процента МГБОЯ путем дефлятирования номинальных показателей с использованием индекса-дефлятора ВВП за весь исследуемый период.
Во избежание ложной регрессии ряд остатков регрессионной модели проверялся на стационарность2. Эконометрические расчеты проводились с помощью статистического пакета МаШхег, разработанного на экономическом факультете Новосибирского государственного университета (НГУ) А.Н. Цыплаковым [1]. В данной работе проверка стационарности проводилась с помощью критерия Дики-Фуллера, включенного в математическое обеспечение пакета МаШхег. В результате этой проверки было определено, что все используемые в расчетах динамические ряды данных являются интегрированными рядами первого порядка. Следовательно, чтобы избежать ложной регрессии, необходимо работать не с исходными рядами, а с их первыми разностями.
Анализ факторов, определивших инфляцию в России в 1994-1999 гг. Динамика цен в исследуемом периоде анализировалась с помощью дефлятора ВВП и ИПЦ. При этом под монетарными факторами понимались те макроэкономические переменные, на которые Центральный банк может оказать непосредственное воздействие, применяя инструменты кредитно-денежной политики. К ним были отнесены: денежная масса М2, обменный курс рубля к доллару США, норма процента (ставка М1БОЯ).
Для определения связи дефлятора ВВП и ИПЦ с монетарными и немонетарными факторами была проведена серия расчетов с использованием следующих уравнений.
На первом этапе исследования рассматривались такие факторы, как денежная масса М2, обменный курс (руб./долл. США) и процентная ставка М1БОЯ, и оценивалось их влияние на дефлятор ВВП и ИПЦ. Для этого использовалось регрессионное уравнение, которое в общем виде описывается следующим образом:
п п п
Аж, = а + X , АМ, _, +1 Ь] АЕХ, _ , + 1 с 7 А‘, _ , +П,, (3)
7 =0 7=0 7=0
где Дп, - прирост ИПЦ или прирост дефлятора ВВП в период , (в зависимости от того, для какого показателя проводится расчет); АМ, - прирост денежной массы или темп ее прироста за период Г, ДЕХ, - изменение обменного курса или темп его прироста в периоде Г, Д/, - прирост среднеквартальной процентной ставки М1БОЯ или темп ее прироста за период Г, X, Ь, с, - коэффициенты регрессионного уравнения; п, - ошибка уравнения регрессии.
Изменение регрессоров может влиять на динамику цен с некоторым лагом. Поэтому в уравнениях регрессии объясняющие переменные включались с различными лагами, и определялось, какие лаговые переменные регрессоры являлись значимыми для объясняемой переменной.
Серия расчетов по уравнению (3) для ИПЦ позволила получить результаты, приведенные в табл. 1 и на рис. 1. Из данных, приведенных в табл. 1, следует, что динамика потребительских цен в период с 1994 по 1999 г. в решающей степени (примерно на 68%) определялась вариацией денежной массы М2 с лагом два квартала и обменного курса рубля к доллару США. Согласно ^-критерию модель специфицирована верно.
Автокорреляция в ошибках не найдена (показатель Дарбина-Уотсона (ОЖ) равен 2,2820). Значение коэффициента детерминации (Л2а^) составляет 68,3%. Это
2 Временные ряды называются стационарными, если они обладают постоянным математическим ожиданием и дисперсией, а ковариация зависит только от временного интервала между двумя отдельными наблюдениями. Если во временном ряду должны быть рассчитаны первые разности, чтобы ряд остатков регрессионной модели являлся случайной стационарной величиной, то он называется интегрированным рядом первого порядка. Если требуется рассчитать вторые разности для получения стационарного ряда остатков регрессионной модели, то это интегрированный ряд второго порядка и т.д. Обобщенно можно сказать, что если временной ряд не стационарный, но п-я его разность стационарна, то это интегрированный ряд порядка п.
показывает, что выбранные переменные достаточно хорошо объясняют вариацию ИПЦ в исследуемом периоде. Темп прироста ставки М1БОЯ оказался незначимым фактором. Дополнительные расчеты с включением в уравнение регрессии в качестве независимых переменных немонетарных факторов (инфляционных ожиданий, среднедушевых денежных доходов, расходов консолидированного бюджета, тарифов естественных монополий и т.д.)3 не выявили статистически значимой зависимости ИПЦ от этих факторов для периода 1994-1999 гг.
Таблица 1
Факторы, определявшие прирост ИПЦ в 1994-1999 гг.
Независимая переменная Значение коэффициента Г-статистикаа) Уровень значимости Г-статистикиЬ) Характеристики уравнения
Константа -0,0107 -0,3499 0,7305 Я2сф= 68,33%с) ■ БШ = 2,2820а) F(2,18)= 22,58205 [0,0000]е)
Темп прироста номинальной М2 (лаг два квартала) 0,0059 3,7997 0,0013
Темп прироста номинального курса доллара 0,0046 5,5415 0,0000
Примечания:
a) Для гипотезы о равенстве нулю данного параметра.
b) Уровень значимости Г-статистики означает, что, если данный показатель имеет малое значение, например меньше 5%, то переменная статистически значима.
c) К2аф - коэффициент детерминации, откорректированный с учетом степеней свободы.
ф БШ - статистика Дарбина-Уотсона. Является характеристикой наличия автокорреляции в ошибке уравнения. Если БШ имеет значение, близкое 2, то автокорреляция остатков отсутствует.
е) F - статистика Фишера для гипотезы о равенстве нулю коэффициентов при всех регрессорах, кроме константы. В скобках указано количество объясняющих переменных, кроме константы, и число наблюдений. Если уровень значимости в квадратных скобках мал, например меньше 5%, - то регрессия в целом значима.
ИПЦ, %
II кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. д
1994 г. 1994 г. 1995 г. 1996 г. 1997 г. 1998 г. 1999 г.
Рис. 1. Фактические (-----) и расчетные (-----) значения прироста ИПЦ
в России в 1994-1999 гг.
Проанализируем влияние этих же факторов (денежной массы М2, обменного курса рубля к доллару США и процентной ставки МЮОЯ) на дефлятор ВВП в период экономического спада. В результате вариантных расчетов были выявлены
3 См. уравнение (4), которое использовалось при построении уравнения регрессии как для прироста дефлятора ВВП, так и для прироста ИПЦ.
наиболее значимые факторы, оказывающие влияние на динамику прироста дефлятора ВВП в исследуемом периоде: темп прироста номинальной денежной массы М2 и темп прироста номинального курса доллара. Результаты расчетов приведены в табл. 2 и на рис. 2. Значение ^-статистики указывает на значимость регрессии. Статистика указывает на то, что данный показатель находится в области неопределенности, что не позволяет с уверенностью говорить об отсутствии автокорреляции остатков уравнения регрессии. Относительно невысокое значение коэффициента детерминации позволяет сделать вывод о том, что, помимо перечисленных выше, на дефлятор ВВП оказывают существенное влияние и другие факторы. Прирост ставки М1ВОЯ оказался статистически незначимым фактором для уравнения (3).
Таблица 2
Монетарные факторы, определявшие прирост дефлятора ВВП в 1994-1999 гг.
Независимая переменная Значение коэффи- циента і- статистика Уровень значимости і- статистики
Константа 0,0108 0,3834 0,7059
Темп прироста номинального курса доллара 0,0028 3,7002 0,0016
Темп прироста номинальной М2 (лаг два квартала) 0,0050 3,5458 0,0023
Характеристики уравнения
К1а4Г 54,83% =2,2621 _Р(2,18)= 13,13752 [0,0000]
ВВП %
50
II кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв. IV кв.
1994 г. 1994 г. 1995 г. 1996 г. 1997 г. 1998 г. 1999 г.
Рис. 2. Фактические (—) и расчетные (-) значения темпа прироста дефлятора ВВП
в России в 1994-1999 гг., определенные на основе учета влияния монетарных факторов
На втором этапе стояла задача исследовать влияние других, немонетарных факторов на дефлятор ВВП. Уравнение (3) было модифицировано следующим образом: в качестве новых рассматриваемых факторов были включены инфляционные ожидания, прирост (темп прироста) реального ВВП, прирост (темп прироста) государственных расходов консолидированного бюджета РФ, прирост (темп прироста) тарифов естественных монополий.
Инфляционные ожидания определялись на основе дефлятора ВВП как его лаго-вые значения (с лагом не более четырех кварталов), а также как средние значения дефлятора ВВП за два или четыре предшествующих квартала. Таким образом уравнение (3) модифицировалось в уравнение (4):
Ап, = a + Ê X ]AMt _ ] + Ê b]AEXt_ ] + Ê сА _ ]+Ê d] Ап,_ ] + (4)
]=о ]=о ]=о ]=1 V+J
+ £ g]AGDPR_ ] + Ê /ДО_] + £ і] А/n,_ ] + £ £ /] ATR^ ] + п,,
]=0 ]=0 ]=0 i=1 ]=0
где AGDPRt - прирост (темп прироста) реального ВВП в период t; AG, - прирост (темп прироста) расходов
n
консолидированного бюджета России в период t; ÊAn,_] - изменение дефлятора ВВП в предшествующие
]=1
периоды (прошлом квартале, позапрошлом квартале и т.д.) или, в некоторых вариантах расчетов, - средний прирост дефлятора ВВП (или ИПЦ - в случае, когда зависимой переменной был ИПЦ) за последние два квартала или четыре квартала; ATRÜ - изменение тарифа естественных монополий вида i в период времени t; A/N, - изменение номинальных доходов населения в период t (в некоторых вариантах расчетов вместо этого показателя использовалось изменение номинальной заработной платы); d), g] ] і], кц - коэффициенты регрессионного уравнения; m - число рассматриваемых тарифов естественных монополий.
Поскольку исследуемый период охватывает временной интервал, когда инфляция была достаточно высокой, задачей было выяснить степень влияния инфляционных ожиданий на дефлятор ВВП.
Результаты расчетов с использованием уравнения (4) для периода экономического спада (1994-1999 гг.) приведены в табл. 3 и на рис. 3.
Таблица 3
Факторы, определявшие прирост дефлятора ВВП в 1994-1999 гг.
Независимая переменная Значение коэффици- ента t-статистика Уровень значимости t-статистики
Константа -0,0178 -1,2451 0,2310
Темп прироста реального ВВП (лаг четыре кв.артала -0,0022 -2,3095 0,0346
Темп прироста номинальной М2 0,0032 2,0361 0,0586
Темп прироста номинального курса доллара 0,0025 6,6005 0,0000
Инфляционные ожидания (лаг два квартала) 0,4753 4,6995 0,0002
Характеристики уравнения
R adj= 89,6%
AR(1) = 1,2536 [0,2629] •F(4,16)= 43,9399 [0,0000]
Из данных, приведенных в табл. 3, следует, что в 1994-1999 гг. динамика дефлятора ВВП в России определялась на 89,6% вариацией следующих факторов: темпом прироста обменного курса рубля к доллару США, темпом прироста денежной массы М2, инфляционными ожиданиями с лагом два квартала и темпом прироста реального ВВП. Значение ^-статистики указывает на значимость регрессии, а критерий Годфри4 (ЛЯ(1)=1,2536) указывает на отсутствие автокорреляции остатков в регрессионном уравнении. Дополнительные расчеты с включением в уравнение (4) в качестве регрессоров других немонетарных факторов (среднедушевых денежных доходов, расходов бюджета) не выявили статистически значимой зависимости дефлятора ВВП от этих факторов.
По оценкам некоторых экономистов (см., например [2]), одним из важнейших компонентов инфляции является рост тарифов на продукцию и услуги естественных монополий. В расчетах применительно к дефлятору ВВП и ИПЦ в качестве тарифов естественных монополий рассматривались индексы цен: на природный газ для промышленных предприятий, на электроэнергию и на грузовые перевозки. С учетом этих факторов были проведены расчеты, которые не выявили статистически значимой зависимости между приростом (или темпом прироста) дефлятора ВВП и ИПЦ и приростом тарифов на продукцию естественных монополий в период 1994-1999 гг.
4 Критерий Годфри используется ввиду того, что среди регрессоров есть лаговое значение зависимой переменной. В этом случае использование критерия ВШ для проверки на отсутствие автокорреляции остатков регрессионного уравнения является некорректным.
%
Квартал,
год
1 994 г. 1994 г.
Рис. 3. Реальный (--) и оцененный (--)
темп прироста дефлятора ВВП в России в 1994-1999 гг.
Основные выводы из проведенных расчетов для периода 1994-1999 гг. Динамика ИПЦ в анализируемом периоде наилучшим образом, примерно на 68% (см. табл. 1), определялась вариацией монетарных факторов (темпом прироста номинальной денежной массы М2 с лагом два квартала и темпом прироста номинального обменного курса рубля к доллару США). Для исследуемого периода (1994-1999 гг.) применительно к экономике России полученные результаты подтверждают известные положения теории о том, что увеличение номинальной денежной массы и падение курса национальной валюты (рост обменного курса доллара) усиливают инфляционные явления в экономике в целом. Остальные факторы (ставка МГБОИ, инфляционные ожидания, среднедушевые денежные доходы населения, расходы консолидированного бюджета и тарифы естественных монополий) в наилучшем из построенных для ИПЦ уравнений оказались статистически незначимыми.
В период экономического спада дефлятор ВВП также находился под значительным воздействием монетарных факторов. Темп прироста номинальной массы М2 и обменного курса рубля к доллару США оказывали существенное воздействие на динамику этого важнейшего макроэкономического индикатора. Однако расчеты показывают, что монетарные факторы лишь примерно наполовину объясняли вариацию дефлятора ВВП. Если к монетарным факторам добавить инфляционные ожидания, определенные как величина дефлятора ВВП с лагом два квартала, и темп прироста реального ВВП с лагом четыре квартала, то в таком сочетании названные независимые переменные на 89,6% объясняли вариацию дефлятора ВВП. Ставка процента М1БОЯ, среднедушевые денежные доходы, расходы консолидированного бюджета и тарифы естественных монополий оказались статистически незначимыми факторами для дефлятора ВВП в рассматриваемом периоде.
Анализ факторов, формировавших динамику цен в России в период 19992006 гг. Факторы, определявшие динамику ИПЦ. Для периода 1999-2006 гг. вначале оценивалось влияние на индекс потребительских цен следующих факторов: денежной массы М2, обменного курса рубля к доллару США и процентная ставка М1БОЯ. Для этого использовалось регрессионное уравнение (3). Расчеты показали, что при рассмотрении в качестве регрессоров лишь монетарных факторов статистически значимым для ИПЦ является только обменный курс рубля к доллару США. Однако в целом статистические характеристики уравнения регрессии являются неудовлетворительными: Я2аф= 16,5%, ^-статистика указывает на незначимость регрессии в целом.
На втором этапе проводился анализ влияния немонетарных факторов, таких как инфляционные ожидания и темп прироста реального ВВП, тарифы естественных монополий (цены за электроэнергию и газ), темп прироста номинальной заработной платы, темп прироста номинальных доходов населения, и оценка их воздействия на динамику ИПЦ.
Расчеты, проведенные на основе уравнения (4) для ИПЦ в период экономического подъема (1999-2006 гг.), показали, что инфляционные ожидания и темп прироста реального ВВП примерно на две трети определяли динамику потребительских цен в этот период (Р^аф = 66%). Однако дополнение этих регрессоров монетарными факторами позволяет существенно улучшить характеристики уравнения регрессии (табл. 4). Результаты этих расчетов показаны на рис. 4.
Таблица 4
Факторы, определявшие прирост ИПЦ в 1999-2006 гг.
Независимая переменная Значение коэффи- циента ґ-статистика Уровень значимости ґ- статистики
Константа 1,0137 2,1010 0,0048
Темп прироста реального ВВП -0,1702 -10,9715 0,0000
Инфляционные ожидания как среднее значение ИПЦ за два предшествующих квартала 43,5699 3,4362 0,0025
Темп прироста номинального курса доллара с лагом четыре квартала 0,1332 2,4951 0,0210
Темп прироста М2 с лагом четыре квартала 0,0929 1,9961 0,0590
Прирост ставки МГООЯ с лагом четыре квартала -0,0930 -3,0350 0,0063
Характеристики
уравнения
Р ОТ 87,75%
ЛЩ1) =0,1750 [0,6757]
Е(5,21)= 38,2372 [0,0000]
%
II кв. IV кв. 1999 г. 1999 г.
IV кв. 2000 г.
IV кв. 2001 г.
IV кв.
2002 г.
IV кв. 2003 г.
IV кв. 2004 г.
IV кв. 2005 г.
IV кв. 2006 г.
Квартал,
год
Рис. 4. Фактические (--) и расчетные (—) значения прироста ИПЦ
в России в 1999-2006 гг.
Из данных, приведенных в табл. 4, следует, что коэффициент детерминации уравнения весьма высок (Л2а^ = 87,75%), если в качестве регрессоров рассматрива-
ется темп прироста номинального курса доллара, темп прироста номинальной денежной массы М2, прирост процентной ставки МГБОЯ с лагом четыре квартала, инфляционные ожидания, определенные как среднее значение ИПЦ за два предшествующих квартала, темп прироста реального ВВП. Иначе говоря, монетарные факторы в сочетании с инфляционными ожиданиями и темпом прироста реального ВВП становятся статистически значимыми для формирования прироста ИПЦ в 1999-2006 гг. На грани статистической значимости находится лишь темп прироста денежной массы М2, уровень значимости ґ-статистки для которой составляет 5,9%. По критерию Годфри автокорреляция ошибок отсутствует (ЛЯ(1)= 0,1750 [0,6757]). Г-статистика (38,2372) указывает на значимость регрессии. Включение дополнительных факторов (среднедушевых денежных доходов населения, расходов консолидированного бюджета РФ, доли оплаты труда в ВВП и тарифов естественных монополий) в уравнение (4) применительно к приросту ИПЦ для периода 1999-2006 гг. показало, что названные регрессоры оказались статистически незначимыми.
Факторы, определявшие динамику дефлятора ВВП. Вначале оценивалось влияние на дефлятор ВВП чисто монетарных факторов, таких как денежная масса М2, обменный курс рубля к доллару США и процентная ставка МЮОЯ. Для этого использовалось регрессионное уравнение (3). Расчеты с его использованием не дали положительных результатов, т.е. для периода экономического подъема (1999-2006 гг.) монетарные факторы, взятые без учета воздействия других регрессоров, являлись статистически незначимыми при описании динамики дефлятора ВВП.
Следующий этап расчетов - включение в уравнение регрессии немонетарных факторов. В качестве объясняющих переменных использовались: темп прироста номинальных доходов населения, инфляционные ожидания, темп прироста реального ВВП, прирост тарифов естественных монополий, т.е. была проведена серия расчетов на основе уравнения (4).
Результаты наиболее удачного варианта расчетов приведены в табл. 5 и на рис. 5.
Таблица 5
Факторы, определявшие прирост дефлятора ВВП в 1999-2006 гг., %
Независимая переменная Значение коэф- фициента ґ-статис- тика Уровень значимости ґ-статистики
Константа 2,2638 4,8295 0,0001
Прирост номинальных доходов населения (лаг четыре квартала) 0,0019 3,3253 0,0031
Темп прироста реального ВВП -0,0993 -2,8139 0,0101
Темп прироста индекса цен на природный газ для промышленных предприятий (лаг три квартала) 0,1732 4,2990 0,0003
Инфляционные ожидания по дефлятору как прирост его среднего значения за два предшествующих квартала 49,6517 2,6902 0,0134
Характеристики
уравнения
Ягаф= 72,3%
ЛЯ(1) = 1,338716 [0,2473]
Г(4,22)= 17,9937 [0,0000]
Как показывают данные, приведенные в табл. 5, наилучший результат для прироста дефлятора ВВП был получен, когда в качестве объясняющих переменных выступают: прирост номинальных доходов населения с лагом четыре квартала, прирост реального ВВП, прирост индекса цен на природный газ для промышленных предприятий с лагом три квартала и изменение инфляционных ожиданий, определенных как среднее значение прироста дефлятора ВВП за два предшествую-
щих квартала. Остальные лаговые значения этих переменных оказались в уравнении незначимы.
%
12
10
8
6
4
2
0
II кв. IV кв. IV кв.
1999 г. 1999 г. 2000 г.
IV кв. 2001 г.
IV кв. 2002 г.
IV кв. 2003 г.
IV кв. 2004 г.
IV кв. 2005 г.
IV кв. 2006 г.
Квартал,
год
Рис. 5. Фактические (-) и расчетные (—) значения прироста
дефлятора ВВП в России в 1999-2006 гг.
Значение коэффициента детерминации (Я2аф =72,3%) и величина ^-статистики (17,9937) указывают на то, что регрессия в целом значима. По критерию Годфри автокорреляция ошибок уравнения отсутствует (ЛЯ(1)=1,338716).
Основные выводы из проведенных расчетов для периода 1999-2006 гг. состоят в следующем.
1. Наилучший результат динамики ИПЦ в анализируемом периоде показывает, что она почти на 90% определялась вариацией следующих трактовок - инфляционных ожиданий, обменного курса рубля к доллару США (с лагом четыре квартала), темпом прироста реального ВВП, приростом ставки М1ВОЯ (с лагом четыре квартала) и темпом проста денежной массы (с лагом четыре квартала). Денежные доходы населения, расходы консолидированного бюджета и тарифы естественных монополий в рассматриваемом периоде для динамики ИПЦ оказались статистически незначимыми факторами.
2. В период экономического подъема на дефлятор ВВП по-прежнему оказывали влияние темп прироста реального ВВП и инфляционные ожидания. Однако темп прироста денежной массы М2, прирост ставки М1ВОЯ и темп прироста обменного курса рубля к доллару оказались статистически незначимыми факторами. Напротив, статистически значимыми в данном периоде для дефлятора ВВП оказались такие немонетарные факторы, как прирост номинальных доходов населения с лагом четыре квартала и темп прироста тарифов на природный газ для промышленных предприятий с лагом три квартала. В целом все вышеперечисленные статистически значимые регрессоры примерно на 72% (см. табл. 5) определяли динамику дефлятора ВВП в период экономического подъема.
Сравнительный анализ результатов за два исследуемых периода (1994— 1999 гг.) и (1999—2006 гг.). Сопоставление факторов, влиявших на динамику ИПЦ и дефлятора ВВП в России в 1994-1999 гг. и 1999-2006 гг. (табл. 6) позволяет сделать следующие выводы.
Таблица 6
Сопоставление факторов, влиявших на инфляцию в России в 1994-1999 гг. и 1999-2006 гг.
1994—1999 гг. 1999-2006 гг.
Дефлятор ВВП
(+) Темп прироста номинальной М2 (+) Прирост номинальных доходов населения [-4]
(-) Темп прироста реального ВВП [-4]* (-) Темп прироста реального ВВП
(+) Инфляционные ожидания [-2] (+) Инфляционные ожидания
(+) Темп прироста номинального курса доллара (+) Темп прироста индекса цен на природный газ [-3]
Индекс потребительских цен
(+) Темп прироста номинальной М2 [-2] (-) Темп прироста реального ВВП
(+) Темп прироста номинального курса доллара (+) Темп прироста номинального курса доллара [-4]
(+) Инфляционные ожидания
(+) Темп прироста номинальной денежной массы М2 [-4]
(+) Прирост номинальной ставки МГООЯ [-4]
тие (в кварталах) изменения зависимой перемен-щего фактора (независимой переменной). В скоб-ложительной или отрицательной зависимостью ависимая переменные.
* В квадратных скобках указано запаздывс ной в результате вариации соответствую ках плюс или минус указывают на то, по связаны зависимая и соответствующая нез
В годы экономического кризиса денежно-кредитная политика являлась решающим фактором, оказывавшим воздействие на инфляционную динамику. Варьирование денежной массы и обменного курса рубля к доллару США оказывало прямое влияние на динамику ИПЦ и дефлятора ВВП.
В период экономического подъема непосредственное влияние монетарных факторов на инфляцию ослабевает. Денежно-кредитная политика воздействует на динамику цен опосредованно, через укрепление обменного курса рубля, снижение реальных процентных ставок, рост предложения денег. При переходе к экономическому росту на инфляцию значительно большее воздействие начинают оказывать такие немонетарные факторы, как динамика доходов населения, рост производства (действует в направлении снижения инфляции), инфляционные ожидания и увеличение тарифов естественных монополий (цены на природный газ).
Полученные результаты дают статистическое обоснование вывода о том, что на этапе экономического роста снижения инфляции в России невозможно достигнуть, используя лишь инструменты монетарного контроля. Методы кредитно-денежной политики должны дополняться различными подходами, обеспечивающими снижение инфляционных ожиданий, институциональными преобразованиями, способствующими снижению роста цен на продукцию и услуги естественных монополий, мерами по обеспечению соответствия темпов роста заработной платы темпам увеличения производительности труда.
Литература
1. http://www.nsu.ru/ef/tsv
2. Гапоненко А.Л. Инфляция, ставка про-цента и ожидания //Деньги и кредит. 1997. № 3.
3. Бюллетень банковской статистики. М.: Издание ЦБ РФ, 1997-2006.
4. Обзор экономики России. М.: Госкомстат, 1995-1999.
5. Российский статистический ежегодник. М.: Госкомстат, 1999-2005.
6. Статистическое обозрение. Ежеквартальный журнал. М.: Госкомстат, 1996-2006.
Приложение
Динамика макроэкономических показателей России в период 1994-2006 гг.
Год Квартал Номинальный ВВП, млрд. руб. Среднеквартальная номинальная М2, млрд. руб. Средний за квартал номинальный курс, руб./долл. Дефлятор ВВП, %
I 87,6 41,5 1,6 0,00
1994 г. II 130,3 59,6 1,9 146,77
III 168,0 81,1 2,2 111,30
IV 224,8 97,1 3,2 146,65
I 235,0 108,1 4,3 119,13
1995 г. II 324,3 149,1 4,9 133,33
III 421,1 185,0 4,5 112,09
IV 448,1 211,6 4,6 116,62
I 425,3 229,2 4,8 106,17
1996 г. II 468,4 257,4 5 107,71
III 548,9 274,4 5,3 103,43
IV 565,2 285,4 5,5 109,96
I 512,4 298,4 5,7 98,76
1997 г. II 555,1 332,7 5,8 106,37
III 634,2 363,5 5,8 97,28
IV 640,8 366,8 5,9 107,11
I 550,9 368,6 6 98,52
1998 г. II 602,5 371,0 6,2 106,80
III 675,5 363,5 9,5 103,57
IV 800,7 389,5 18,2 126,13
I 901,3 458,5 23 119,38
1999 г. II 1101,5 518,2 24,3 113,65
III 1373,1 594,4 24,5 106,65
IV 1447,3 638,3 26,2 111,53
I 1527,4 722,1 28,3 112,58
2000 г. II 1696,6 807,0 28,3 104,41
III 2037,8 944,6 27,8 102,40
IV 2043,8 1026,6 27,9 108,41
I 1900,9 1124,6 28,5 102,30
2001 г. II 2105,0 1212,3 28,9 105,20
III 2487,9 1341,3 29,3 100,43
IV 2449,8 1444,2 29,8 106,09
I 2259,5 1555,1 30,8 102,16
2002 г. II 2525,7 1639,5 31,3 105,59
III 3009,2 1797,2 31,5 101,17
IV 3023,1 1906,0 31,8 106,52
I 2868,8 2100,8 31,6 103,69
2003 г. II 3102,8 2337,0 30,7 101,78
III 3567,2 2659,6 30,5 99,31
IV 3662,3 2786,1 29,7 107,27
I 3527,7 3254,1 28,5 105,75
2004 г. II 3938,2 3477,1 29,0 104,80
III 4589,6 3660,0 29,2 101,01
IV 4723,3 3821,8 28,3 107,91
I 4364,9 4288,3 27,84 102,96
2005 г. II 5030,1 4583,3 28,08 107,27
III 5990,4 5016,4 28,51 102,26
IV 6279,6 5347,6 28,71 109,10
I 5722,3 5936,0 28,10 103,84
2006 г. II 6343,0 6407,5 27,20 101,35
III 7223,8 7257,4 26,81 98,62
IV 7332,2 7847,1 26,59 106,23
Год Квартал Индекс потребительских цен за квартал, % Среднедушевые номинальные денежные доходы населения, руб./мес. Номинальная поквартальная ставка МЮОЯ, % Расходы консолидированного бюджета, млрд. руб.
I 1,40 120 53,20 28,44
1994 г. II 1,23 165 44,30 46,30
III 1,19 220 31,30 66,33
IV 1,53 306 38,80 93,77
I 1,43 353 46,80 71,69
1995 г. II 1,25 487 29,40 111,21
III 1,15 578 22,60 136,15
IV 1,13 701 15,70 163,33
I 1,10 683 25,85 195,83
1996 г. II 1,05 759 26,15 179,10
III 1,01 780 22,64 345,57
IV 1,05 877 14,14 492,83
I 1,05 830 9,72 256,60
1997 г. II 1,03 913 8,08 158,91
III 1,00 911 5,49 395,70
IV 1,02 1,019 7,39 593,93
I 1,03 829 9,66 311,30
1998 г. II 1,01 866 14,69 157,30
III 1,44 914 22,52 387,90
IV 1,23 1,278 17,33 552,77
I 1,16 1,233 15,95 189,00
1999 г. II 1,07 1,463 12,75 297,80
III 1,06 1,561 7,76 309,00
IV 1,04 1,986 9,27 455,70
I 1,04 1,749 6,31 330,20
2000 г. II 1,05 2,043 4,51 430,70
III 1,04 2,207 3,52 443,90
IV 1,05 2,620 3,91 666,80
I 1,07 2,314 4,31 445,70
2001 г. II 1,05 2,757 4,38 580,80
III 1,01 2,993 4,05 629,20
IV 1,04 3,384 4,40 763,70
I 1,05 3,260 4,53 586,80
2002 г. II 1,03 3,797 4,17 805,70
III 1,01 4,042 3,94 847,00
IV 1,04 4,653 3,74 1182,80
I 1,05 4,300 2,91 770,00
2003 г. II 1,03 4,920 1,88 962,10
III 1,01 5,107 1,83 1005,70
IV 1,03 6,141 2,10 1227,10
I 1,04 5,492 1,53 889,60
2004 г. II 1,03 5,922 2,20 1122,80
III 1,02 6,310 2,12 1132,90
IV 1,03 7,579 1,56 1524,40
I 1,05 6,532 1,45 1060,90
2005 г. II 1,03 7,635 1,46 1382,20
III 1,01 8,065 1,57 1655,10
IV 1,02 9,698 1,70 2722,40
I 1,05 8,026 1,31 1274,20
2006 г. II 1,01 9,806 1,57 2707,60
III 1,01 10,088 1,45 1499,40
IV 1,02 10,950 1,64 2902,80
Год Квартал Индекс цен на электроэнергию для предприятий Индекс цен на природный газ для предприятий Индекс на железнодорожные тарифы на грузоперевозки
I 262,0 158,6
1994 г. II 145,0 140,3
III IV 139,7 120,0 127,0 123,6
I 181,2 174,0 162,3
1995 г. II 150,5 161,0 137,8
III 122,4 124,7 107,0
IV 109,0 104,7 100,8
I 110,2 102,1 109,6
1996 г. II 105,2 101,5 105,1
III 113,7 101,4 106,4
IV 102,7 101,7 105,6
I 105,3 101,4 103,9
1997 г. II 101,8 99,6 102,6
III 100,6 99,2 100,2
IV 100,9 99,8 95,0
I 100,5 102,4 100,0
1998 г. II 100,7 100,2 80,4
III 100,5 99,5 100,2
IV 99,2 100,1 100,0
I 106,3 103,0 100,0
1999 г. II 102,6 99,0 100,0
III 102,7 97,9 100,0
IV 107,1 110,7 109,9
I 111,5 141,0 115,1
2000 г. II 107,8 97,5 100,5
III 113,9 105,4 133,1
IV 102,4 112,6 110,7
I 113,6 115,1 100,0
2001 г. II 107,3 104,3 104,5
III 107,7 103,7 128,7
IV 100,2 98,4 100,0
I 105,7 124,7 115,9
2002 г. II 110,9 106,5 100,0
III 106,6 102,6 103,1
IV 101,9 95,4 100,0
I 108,2 117,9 111,9
2003 г. II 101,3 101,9 100,6
III 99,2 102,1 112,3
IV 98,5 99,9 100,0
I 111,7 123,9 112,6
2004 г. II 100,7 111,9 100,0
III 100,3 113,6 100,0
IV 99,8 109,0 100,0
I 108,8 116,9 108,8
2005 г. II 101,8 101,6 100,0
III 99,1 100,1 104,1
IV 100,1 100,3 100,0
I 109,2 109,8 108,9
2006 г. II 100,4 100,3 100,0
III 100,4 100,3 100,0
IV 99,8 99,9 100,0
Год Квартал Среднеквартальный реальный курс, рубля к доллару в ценах 4 кв. 2001 г. Среднеквартальная реальная М2 в ценах 4 кв. 2001 г., млрд. руб. Реал. поквартальная ставка МЮОЯ (% за квартал в ценах 4 кв. 2001 г.
I 38,6 664,1
1994 г. II 30,8 810,0 -1,68
III 31,2 795,2 17,97
IV 34,2 800,0 -5,35
I 33,7 667,6 23,23
1995 г. II 28,5 821,6 -2,95
III 22,4 874,0 9,38
IV 20,9 941,8 -0,79
I 19,9 947,0 18,54
1996 г. II 18,9 1028,0 17,12
III 19,4 996,8 18,58
IV 19,4 1049,9 3,81
I 20,2 1031,9 11,10
1997 г. II 18,6 1182,7 1,61
III 18,2 1206,5 8,44
IV 20,1 1235,5 0,27
I 20,9 1162,6 11,31
1998 г. II 19,3 1129,7 7,39
III 27,8 877,7 18,29
IV 45,4 787,7 -6,98
I 51,0 816,0 -2,87
1 ООО т- II 46,3 864,7 -0,78
1999 г. III 41,6 889,3 1,04
IV 41,6 848,2 -2,02
I 39,0 919,1 -5,56
2000 г. II 36,6 1003,1 0,09
III 32,7 1083,1 1,09
IV 33,7 1150,6 -4,15
I 31,9 1198,2 1,96
2001 г. II 30,5 1286,2 -0,78
III 28,5 1423,0 3,61
IV 29,8 1444,2 -1,60
I 29,5 1522,2 2,32
ОГШО т- II 28,3 1519,9 -1,34
2002 г. III 26,5 1646,8 2,75
IV 27,5 1639,7 -2,61
I 26,3 1742,9 -0,75
2003 г. II 25,2 1904,9 0,10
III 25,0 2182,8 2,53
IV 22,8 2131,6 -4,82
I 20,7 2354,4 -3,98
2004 г. II 20,0 2400,4 -2,49
III 19,9 2501,4 1,10
IV 18,1 2420,7 -5,88
I 17,1 2638,0 -1,47
II 16,1 2628,4 -5,42
2005 г. III 16,0 2813,2 -0,68
IV 15,1 2748,9 -6,78
I 14,1 2938,6 -2,44
2006 г. II 13,6 3129,6 0,21
III 13,4 3594,5 2,88
IV 12,7 3658,4 -4,33
Источники данных: [3-6].
