|
Decision Support and Forecasting Center CEMI RAS |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
Аналитика
Анализ среднесрочных тенденций
в динамике инфляционных процессов в экономике России М.В.Багдасаров, А.Н.Березняцкий.
Высокий уровень инфляции продолжает оставаться серьезной проблемой для
Российской экономики. По итогам 2005 года цены в России выросли в
среднем на 12,5 процентов по сравнению с 2004 годом (110,88% декабрь
2005 года к декабрю 2004 года), при этом заявленный ориентир
Центрального Банка по инфляции составлял 7,5-8,5 %. Рисунок 1. Динамика инфляции на потребительском рынке и базовой инфляции (в % к соответствующему месяцу предыдущего года).
Источник: Госкомстат и ЦБ РФ. В остальных случаях инфляция по итогам года значительно отклонялась от заявленных ориентиров. Что касается базовой инфляции, характеризующей динамику цен, очищенную от воздействия немонетарных факторов, то с начала 2003 года наблюдалась тенденция роста данного показателя, а в 2004 году впервые за предыдущие три года его значение превысило ориентир для ИПЦ. В «Основных направлениях единой государственной денежно-кредитной политики на 2006 год» лимит по инфляции устанавливается в размере 7-8,5% в год, при этом только за первые три месяца 2006 года цены выросли на 2,72% (март 2006 года к декабрю 2005 года), что свидетельствует о наличии серьезных проблем в реализации правительственной программы по борьбе с инфляцией. Данное исследование посвящено анализу динамики цен на потребительском рынке на предмет выявления факторов, оказывающих существенное влияние на их среднесрочную динамику. Для этих целей были построены регрессионные уравнения1, описывающие следующие показатели ценовой динамики:
отдельно рассмотрены услуги жилищно-коммунального хозяйства и плодоовощная продукция (динамика цен, на которые определяется в основном немонетарными факторами). В качестве объясняющих переменных брались темп прироста денежного агрегата М2 (в качестве показателя динамики объема денежной массы), темп прироста курса доллара к рублю (предполагается, что из-за высокой доли импорта в потребительской корзине и высокой степени долларизации российской экономики должна прослеживаться прямая связь между обменным курсом и инфляцией) и темп прироста цен в электроэнергетике (из-за высокой степени вмешательства органов госуправления в данную сферу, динамика цен в электроэнергетике должна содержать в себе информацию о тарифной политике государства), также в число объясняющих переменных включается значение объясняемой с лагом равным единице, что призвано отразить инфляционные ожидания населения. Помимо этого, проведен анализ последствий кризиса августа 1998 года. Проведенное исследование показало, что основными немонетарными факторами, оказывающими воздействие на динамику цен в пореформенной России, как и ожидалось, были обменный курс и цены в электроэнергетике. После августовского кризиса воздействие немонетарных факторов стало хуже улавливаться статистически, а лаг между колебаниями денежной массы и соответствующими колебаниями цен сократился с 6 до 5-4 месяцев. Сокращение влияния обменного курса имеет, по всей видимости, два объяснения. Во-первых, в течение нескольких лет после кризиса августа 1998 года импортные товары оказались не востребованы из-за резкого роста их цен, вызванного существенным падением курса рубля. Во-вторых, причиной данного сокращения является, валютная политика денежных властей России: фактическая фиксация курса привела к снижению колебаний курса, а потому статистически уловить его воздействие на динамику потребительских цен практически невозможно. Таблица. 1а. Характеристики модели индекса потребительских цен для периода с 07.1994 по 03.2006.
Здесь CPI - темп прироста потребительских цен по отношению к предыдущему месяцу (в скобках указан лаг соответствующей переменной в месяцах), M2 - темп прироста денежного агрегата M2 по отношению к предыдущему месяцу, EPI - темп прироста цен в электроэнергетике по отношению к предыдущему месяцу, D1 - фиктивная переменная, принимающая значение 1 в январе и 0 в остальных точках, D8 - фиктивная переменная, принимающая значение 1 в августе и 0 в остальных точках, D94 - фиктивная переменная равная 1 до января 1995 года и 0 во всех остальных точках. Таблица. 1б. Характеристики модели индекса потребительских цен для периода с 03.1999 по 03.2006.
BG - значение F-статистики теста
Breusch-Godfrey на наличие автокорреляции в остатках; в скобках указана
вероятность принять или отвергнуть данную гипотезу Увеличение роли инфляционных ожиданий после кризиса объясняется, по всей видимости, статистически: сокращение количества факторов приводит к возрастанию значимости оставшихся объясняющих переменных. Косвенным подтверждением данного предположения является сокращение показателя R2, свидетельствующее об увеличении числа неучтенных факторов. Фиктивные переменные D1 и D8 отражают сезонность (рис.2.), вносимую в динамику потребительских цен, ценами на плодоовощную продукцию и ряд платных услуг населению (традиционно дорожающих перед и во время новогодних праздников и в конце лета). Переменная D94 компенсирует влияние валютного кризиса, произошедшего в 1994 году. Рисунок 2. Сезонность в ИПЦ.
Следует отметить также неплохие прогнозные качества модели 1а. Так, стандартная ошибка прогноза составляет порядка 1,4 %. За все время после кризиса августа 1998 года, модельное значение инфляции лишь дважды отклонилось от истинного на величину, превышающую стандартную ошибку регрессии (рис.3.). Рисунок 3. Характеристика прогнозных качеств модели ИПЦ.
Индексы цен на непродовольственные товары, продовольствие и платные услуги населению. Динамика индекса цен на непродовольственные товары объясняется динамикой денежного предложения, цен в электроэнергетике и курса доллара (таблица 2а.), что соответствует высокой роли импорта в общем объеме приобретаемых населением непродовольственных товаров. Примечательно, что коэффициенты при таких переменных как денежная масса и цены в электроэнергетике практически совпадают с соответствующими коэффициентами в модели для индекса потребительских цен, а коэффициент при авторегрессионной составляющей сопоставим с ним, что косвенно подтверждает адекватность подбора факторов. Таблица. 2а. Характеристики модели индекса цен на непродовольственные товары для периода с 07.1994 по 03.2006.
После кризиса (таблица 2б.), как и в случае с индексом потребительских цен, сокращается воздействие немонетарных факторов (причины, очевидно, те же), однако появляется январская сезонность. Тем не менее, невысокое значение соответствующего коэффициента означает, что новогодние праздники не оказывают существенного воздействия на инфляцию в сфере непродовольственных товаров. Таблица. 2б. Характеристики модели индекса цен на непродовольственные товары для периода с 03.1999 по 03.2006.
Динамика цен на продовольствие (таблица 3а.) зависит ровно от тех же факторов, что и индекс потребительских цен, более того значения соответствующих коэффициентов весьма близки, что указывает на одинаковую роль каждого из факторов как при определении динамики потребительских цен в целом, так и при формировании инфляции на продовольственные товары. Таблица. 3а. Характеристики модели индекса цен на продовольственные товары для периода с 07.1994 по 03.2006.
Воздействие кризиса на динамику продовольственных цен вновь оказывается таким же, как воздействие на динамику цен в целом: в модели остаются те же факторы при сопоставимых коэффициентах при соответствующих переменных (таблица 3б.). Таблица. 3б. Характеристики модели индекса цен на продовольственные товары для периода с 03.1999 по 03.2006.
Факторы, определяющие динамику инфляции в сфере платных услуг населению (таблица 4а.), вновь те же, что и в модели для индекса потребительских цен, однако структура модели существенно отличается. Во-первых, увеличилась роль ожиданий. Во-вторых, более существенна роль цен на электроэнергию, что ожидаемо, и менее существенна роль денежной массы и курса доллара. Последнее объясняется высоким уровнем государственного регулирования в данной сфере, и тем, что многие услуги появились в нашей стране относительно недавно и их бурный рост сопровождается падением цен (например, услуги сотовых операторов), а также тем, что услуги относятся к категории неторгуемых товаров, то есть тех, что не могут быть импортированы или экспортированы. Структура сезонности в модели цен на платные услуги населению также несколько отлична от модели для всех потребительских цен: летний рост цен происходит не в августе, а в июле. Причиной этого является то, что сезонность в потребительских ценах формируется по большей части под воздействием динамики цен на плодоовощную продукцию, традиционно дешевеющую в конце лета, в то время как сезонность в ценах на платные услуги обусловлена ростом цен на услуги туристического характера в июле - разгаре отпускного сезона. Таблица. 4а. Характеристики модели индекса цен на платные услуги населению для периода с 07.1994 по 03.2006.
Цены на услуги, в отличие от прочих потребительских цен даже после кризиса (таблица 4б.) формируются в значительной мере под воздействием немонетарных факторов. Таблица. 4б. Характеристики модели индекса цен на платные услуги населению для периода с 03.1999 по 03.2006.
Цены на услуги жилищно-коммунального хозяйства (таблица 5а.) также зависят практически от тех же факторов, что и потребительские цены. Однако, как и в случае с прочими услугами, структура модели существенно отличается. Во-первых, доминирующим фактором являются цены в электроэнергетике, во-вторых, отсутствует августовский сезонный пик. В-третьих, незначима роль курсового фактора. Таблица. 5а. Характеристики модели индекса цен на услуги жилищно-коммунального хозяйства для периода с 07.1994 по 03.2006.
После кризиса (таблица 5б.) из числа объясняющих факторов исчезли инфляционные ожидания, выросла значимость денежной массы и цен в электроэнергетике. Странная сезонность в январе объясняется тем, что на протяжении последних нескольких лет именно в январе директивно и существенно повышались цены на услуги жилищно-коммунального хозяйства. Связано это с тем, что каждый год в конце года, когда становится очевидной невозможность выполнения ЦБ РФ своих обязательств по инфляции, федеральное правительство начинает искусственно сдерживать регулируемые цены, а после того, как становится известным значение инфляции на конец года, по которому был поставлен ориентир, правительство повышает цены, компенсируя предшествовавшее этому сдерживание. Таблица. 5б. Характеристики модели индекса цен на услуги жилищно-коммунального хозяйства для периода с 03.1999 по 03.2006.
Динамика цен на плодоовощную продукцию в значительной степени определяется факторами сезонности (таблица 6). Наибольшее падение цен на плодоовощную продукцию наблюдается в конце августа (сбор урожая, значительное наполнение рынков данным видом продукции), пик цен приходится на зимний период. Таблица. 6. Характеристики модели индекса цен на плодоовощную продукцию для периода с 03.1999 по 03.2006.
Курсовой фактор, а также цены в электроэнергетике являются незначимыми в ценообразовании на плодоовощную продукцию. Динамика базовой инфляции, как и следовало ожидать формируется исключительно под воздействием монетарных факторов. Таблица. 7. Характеристики модели базового индекса потребительских цен для периода с 01.2001 по 03.2006.
Фиктивные переменные D1 и D12 взятые с лагом призваны компенсировать традиционные скачки темпов роста денежной массы, происходящие в декабре и январе. Выводы. Проведенный анализ показал, что для Российской экономики 1994-2006 гг. динамика инфляции формировалась в существенной мере под влиянием динамики денежной массы, что соответствует общепринятым теоретическим представлениям. Помимо этого, проведенный анализ подтвердил гипотезу о том, что основными немонетарными факторами, влияющими на среднесрочную динамику цен в пореформенной России, являются тарифы и цены естественных монополий (электроэнергия, природный газ, грузовой ж/д транспорт) и инфляционные ожидания. Воздействие тарифов в электроэнергетике на динамику инфляционных процессов значительно на протяжении всего исследуемого промежутка. Однако на послекризисном отрезке (1999-2006 гг.) несколько изменилась структура данного воздействия: появились лаги в откликах цен на колебания цен в электроэнергетике. Прямое влияние валютного курса на динамику цен, объясняется высокой долей импорта в общем объеме потребительских товаров (особенно непродовольственных). Однако после кризиса 1998 года данное влияние перестало улавливаться статистически, что связано с валютной политикой ЦБ РФ, фактически зафиксировавшей обменный курс рубля. Следует заметить, что сокращение прямого влияния обменного курса приводит к росту влияния денежной массы, так как фиксация курса достигается исключительно за счет расширенного предложения денег. Роль государственного регулирования можно оценивать по косвенным признакам: во-первых, через влияния регулируемых цен на электроэнергию, во-вторых, через динамику жестко регулируемых цен на услуги жилищно-коммунального хозяйства. Однако следует заметить, что воздействие государственного регулирования статистически носит характер шоков и не привносит в динамику цен тренда. Библиография. Основные направления единой государственной денежно-кредитной политики на 2006 год. ЦБ РФ // www.cbr.ru Testing for Higher Order Serial Correlation in Regression Equations when the Regressors Include Lagged Dependent Variables. L. G. Godfrey. Econometrica. Vol. 46, No. 6 (Nov., 1978), pp. 1303-1310. Статистическое приложение. Описание данных: В моделях использовались ряды данных, публикуемые Федеральной службой государственной статистики РФ на регулярной основе: индекс потребительских цен и тарифов на товары и платные услуги населению (ИПЦ), базовый индекс потребительских цен (БИПЦ), структурные составляющие ИПЦ (индекс цен на продовольственные товары, непродовольственные товары, платные услуги населению), индекс цен производителей промышленности в электроэнергетике2. Кроме этого использовались показатели денежной статистики, публикуемые Центральным Банком РФ: денежный агрегат М2, курс доллара США. ИПЦ измеряет отношение стоимости фиксированного набора товаров и услуг в текущем месяце к его стоимости в предыдущем месяце. БИПЦ фактически представляет собой индекс потребительских цен за исключением отдельных товарных групп и видов товаров и услуг, цены на которые в основной массе регулируются на федеральном и региональных уровнях, а также в значительной степени подвержены воздействию сезонного фактора. Индекс цен производителей промышленной продукции в электроэнергетике рассчитывается на основании регистрации цен на товары-представители в базовых предприятиях электроэнергетики. Цены производителей электроэнергетической отрасли представляют собой фактически сложившиеся на момент регистрации цены предприятий электроэнергетики на произведенную продукцию, предназначенную для реализации на внутреннем рынке (без косвенных товарных налогов – налога на добавленную стоимость, акциза и т.п.). Денежный агрегат М2 представляет собой объем наличных денег в обращении (вне банков) и остатков средств в национальной валюте на счетах нефинансовых организаций и физических лиц, являющихся резидентами Российской Федерации. Курс доллара США – официальный курс доллара США по сотоянию на конец месяца. Официальный курс доллара – курс доллара, объявленный ЦБ РФ на текущую дату. Анализ на стационарность: Исходные данные преобразовывались в темпы прироста к предыдущему месяцу. Применение расширенного теста Дики-Фуллера показывает, что все ряды являются стационарными при 5% уровне значимости. Анализ данных на стационарность с использованием расширенного теста Дики-Фуллера (ADF):
Статистические оценки качества моделей:
В скобках указаны соответствующие вероятности принять или отвергнуть данную гипотезу (значение величины вероятности меньшее 0,05 обычно свидетельствует об отклонении данной гипотезы).
Сноски. 1. Подтверждение стационарности всех рядов исходных данных, а также их подробное описание приведены в приложении.
2. Начиная
с 1 января 2005 года использовался индекс цен производства, передачи и
распределения электроэнергии по причине того, что начиная с 2005 года
Федеральная служба государственной статистики РФ перешла на новый формат
предоставления данных по ОКВЭД и индекс цен в электроэнергетике больше
не публикуется. |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
Контакты: ЦЭМИ РАН 117418, Москва, Нахимовский проспект, 47, комната 1110 |
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
