Статьи по экономическим темам

В. Д. ДЕРБЕНЦЕВ, асп. кафедри інформатики, Київський національний економічний університет

Процеси інфляції, фінансової нестабільності та ринкового дисбалансу — характерна риса глибокої економічної кризи, що переживає економіка України. Ці процеси надзвичайно складні та багатоаспектні, вони стосуються різних сфер діяльності (виробництво, розподіл, обмін) та різних ступеней агрегування. Тому для їх аналізу необхідно застосовувати адекватні математичні моделі.

Моделювання інфляційних процесів для розвинених ринкових економік базується, як правило, на кількісній теорії грошей, згідно з якою загальний рівень цін (P) визначають пропозиція грошей (М), швидкість обігу грошей (V) та динаміка реального ВВП (Y), що в термінах темпів приросту можна записати у такому вигляді:

p = m + vy,

де: p, m, v, y — логарифми відповідних величин.

Або, враховуючи як поточний, так і минулий періоди, умову грошової рівноваги можна подати так:

p = mm–1 – (yy–1).

У загальному вигляді модель складається з цього рівняння (динамічного рівняння попиту) та рівняння ціноутворення [1]:

p = p–1 + l (yy*),

де: p = pp–1, p–1 — рівень інфляції у поточному та минулому періодах; y, y–1 — рівень виробництва у поточному та минулому періодах; y* — рівноважний рівень виробництва, при якому темп інфляції залишається незмінним; m, m–1 — грошова маса у поточному та минулому періодах (всі змінні означають логарифми відповідних величин).

Однак дослідження моделей за рівняннями грошової рівноваги з метою перевірки класичного підходу до аналізу інфляції свідчать про неможливість застосування у чистому вигляді для умов перехідної економіки теоретичних моделей, розроблених для розвинених ринкових країн [2, 3].

Вивчення зарубіжного та вітчизняного досвіду побудови економетричних моделей інфляції для умов перехідної економіки показує, що найчастіше використовуються моделі, які враховують, насамперед, монетарні фактори (наприклад, [2, 4—6]). Більш складні з них включають змінні та рівняння, які враховують дефіцит бюджету, зобов’язання уряду, зміни в оподаткуванні, операції на відкритому ринку та фактори, що визначають зміни грошових агрегатів. Так, у [5] модель інфляції включає три рівняння, які описують попит (ендогенною змінною є індекс цін, що залежить від норми процента, екзогенною — грошовий агрегат М1) та пропозицію грошей (відповідно грошовий агрегат М1 та зобов’язання уряду щодо центрального банку), а також діяльність центрального банку; у [2] розглянуто модель, яка також містить три блоки: грошового попиту, грошової пропозиції та фінансування дефіциту бюджету. В [6] розглянуто модель інфляції, що складається практично з одного рівняння, у якому ендогенною змінною є індекс цін, а у якості екзогенної обрано грошовий агрегат М2, реальний національний дохід, курс національної валюти, очікувані темпи інфляції (які приймаються рівними темпам інфляції у минулому періоді), індекс цін за кордоном, очікувана норма процента за кордоном та ін.

Питання побудови економетричних моделей інфляції в Україні розглянуто у [7—9].

У [7] побудовано модель інфляції в Україні за період 1993—1997 рр., у якій розглядається залежність між рівнем інфляції (індексу споживчих цін, ІСЦ), пропозицією грошей (агрегат М0) та готівковим обмінним курсом. Для визначення причинно-наслідкових зв’язків між змінними автор застосовує коінтеграційний метод і будує векторну модель коригування помилки (ВМКП), яку можна застосовувати для прогнозування рівня інфляції. Автор робить висновок, що у короткостроковому періоді рівень інфляції визначається обмінним курсом та інерційністю інфляційних процесів, а у довгостроковій перспективі найбільший вплив на інфляцію справляє пропозиція грошей.

Модель короткострокового прогнозування інфляції розглянуто у [8]. Ця модель має такий вигляд:

ht = a1 + a2yt + a2mt–3 + a3vt + a4ht–12,

де: h — рівень місячної інфляції;

y — процент приросту ВВП за поточний квартал відносно попереднього кварталу;

m — процент приросту грошової маси (агрегат М2) щодо рівня попереднього місяця;

vt — швидкість обігу грошей.

Розрахунки, які проводилися за даними НБУ з січня 1995 по серпень 1996 р., показали, що сукупність факторів цієї моделі пояснює 76% варіації місячного рівня інфляції при середній похибці прогнозу 3,1 процентного пункту. В роботі також зазначено, що заслуговує на увагу такий фактор, як циклічні коливання (підвищення рівня цін восени а також у січні). Виключення цього фактора з моделі значно погіршує її характеристики.

Сукупність економетричних моделей аналізу і прогнозування динаміки основних показників грошово-кредитної сфери, розроблену в Інституті економіки НАН України для задач коротко - та середньострокового прогнозування, наведено у [9].

Трендова модель динаміки інфляційного процесу має вигляд:

INFt = –72, 200 – 0, 312 INFt–1 – 0, 222 INFt–2 – 22, 618 T + 1,871 T 2;

               (2,77)           (–1,611)           (–1,09)             (–2,95)      (3,37)

R2 = 0,7; DW = 2,4,

де: INF — темп інфляції;

Т — штучна змінна, часовий ряд;

t — період часу, що розглядається; у дужках наведено значення t — статистики.

Для побудови факторної моделі інфляції використано рівняння кількісної теорії грошей:

INF = 0,969 М2 – 1,042 Y + 1,184 V2;

            (20,88)    (– 12,22)      (18,41)

           R2 = 0,97;     DW = 2,42;

М2 = 100 (М2tМ2t–1) / М2t–1;

Y = 100 (YtYt–1) / Yt–1;

V2 = 100 (V2tV2t–1 ) / V 2t–1;

М2t = 1,098 М2t–1 + 214,775 M0 + 451,056 DP – 3116,553;

Yt = 1,772 + 0, 466Yt–1 + 0, 011 Yt–2 + 0,277 T – 0,019 T 2;

V2t = 0,183 + (5,359 E – 06) CPI + 0,019 PROCKR,

де: М 2t, М 2 — грошова маса М2 в обігу та прогнозований темп її приросту відповідно;

Yt, Y — реальний ВВП і прогнозований темп його приросту відповідно;

V2t, V2 — швидкість обігу грошей і темп приросту швидкості обігу грошей, %;

M0 — темп приросту готівки в обігу;

DP — темп приросту депозитів у національній валюті;

CPI — індекс споживчих цін (1990 = 1); PROCKR — номінальна процентна ставка по кредитах (зважена середня, % за місяць).

Тут динаміка грошової маси визначається через приріст депозитів і готівки в обігу, значення ВВП прогнозується комбінацією його минулих значень з урахуванням часової залежності, швидкість грошового обігу — рівнем інфляції та процентної ставки. Модель досліджувалася на статистичному матеріалі України за 1994 р. — І півріччя 1995 р.

Побудова моделі

Моделі, розглянуті вище, не враховують низку важливих особливостей економіки України, які істотно впливають на динаміку інфляційних процесів, зокрема зростання обсягів заборгованості між підприємствами та заборгованості із виплат заробітної плати.

Гіперінфляційна криза призвела до «вимивання» обігових коштів підприємств. За цих умов виробники були змушені шукати додаткові джерела фінансування для покриття зростаючих витрат, тому що держава припинила пряме бюджетне субсидування з початку 1995 р. Це призвело до загострення проблеми неплатежів, бартеризації економіки, збільшення взаємної заборгова­ності між підприємствами та зростання заборгованості із заробітної плати.

Низькі темпи інфляції в останні роки трималися, зокрема, внаслідок обмеження платоспроможного попиту шляхом затримок грошових виплат населенню та відповідного зниження виробництва товарів, а в якості основного антиінфляційного якоря застосовувався валютний курс. Заборгованість держави перед населенням із соціальних виплат та заробітної плати набула значних обсягів: так, на середину вересня 1999 р. заборгованість із соціальних виплат становила 2,4 млрд грн., а із заробітної плати — майже 6,5 млрд грн. У разі емісійного покриття цієї заборгованості відбудеться суттєве збільшення грошової маси в обігу, що призведе до стрімкого зростання цін.

Заслуговують на увагу і такі фактори, як збільшення кількості бартерних операцій в економіці та наростання кризи неплатежів.

Штучне стиснення грошової маси, починаючи з 1994 р., поклало початок заміщенню решти необхідної для процесу відтворення грошової маси бартером і зростанням заборгованості підприємств. Так, за 1994 — 1997 рр. грошова маса М2 зросла у 25,8 раза, а кредиторська заборгованість підприємств — у 84,4 раза. Звуження сфери обігу дало змогу прискорити обертання грошової маси. Отже, в економіці України спостерігаються дві цікаві тенденції: зростання обсягів заборгованості в економіці та зростання грошової маси одночасно із падінням рівня виробництва.

Накопичення взаємної заборгованості між підприємствами та зростання кількості бартерних угод відбувалося не лише внаслідок недостатнього забезпечення підприємств фінансовими ресурсами. Під впливом інфляційних і девальваційних очікувань товаровиробники прагнули якомога швидше їх витратити. Це призводило до додаткового прискорення темпів інфляції (або призупинення зниження рівня цін) внаслідок прискорення швидкості обігу грошей. У разі незначних інфляційних очікувань превалюючим було прагнення товаровиробників уникнути оподаткування, що призводило до переведення грошей у тіньовий сектор.

Тому до моделі, окрім традиційно розглядуваних факторів (грошової маси, реального ВВП та ін.), були включені обсяги заборгованості із заробітної плати та простроченої кредиторської заборгованості. До моделі також було включено валютний курс гривні, доцільність введення якого ґрунтується на наведених нижче міркуваннях.

По-перше, суттєвий вплив валютного курсу на динаміку інфляційних процесів обумовлений великою залежністю України від імпортованої сировини, насамперед енергоносіїв, та значною часткою імпортних товарів на споживчому ринку, що спричинено невпинним падінням виробництва вітчизняних товарів та їх низькою конкурентоспроможністю. По-друге, непрямий зв’язок обмінного курсу з інфляцією відбувається через посилення інфляційних очікувань у періоди високих темпів інфляції та девальвації гривні, що спричиняється до підвищення попиту на валюту, прискорення швидкості обігу грошей та, як наслідок, підвищення рівня цін.

Отже, до моделі динаміки споживчих цін було включено такі фактори: індекс споживчих цін з лагом один місяць (цей фактор характеризує інерційність інфляційних процесів), грошова маса М2 з лагом 5 місяців, середньомісячний розмір заробітної плати та заборгованість з її виплати, середньозважений валютний курс гривні щодо долара США, розмір кредиторської заборгованості між підприємствами з лагом 7 місяців. Включення до моделі факторів із лагами обумовлено тим, що дія багатьох факторів проявляється на ціновій динаміці через деякий проміжок часу. Лаги були вибрані за максимальним значенням взаємокореляційних функцій. Оскільки швидкість обігу грошей цілком залежить від грошової маси та ВВП, її було виключено з моделі.

Модель попиту на гроші включає такі фактори: середньозважений валютний курс гривні, реальний ВВП, розмір заборгованості із заробітної плати, реальна ставка рефінансування НБУ. Модель пропозиції грошей визначається грошовою базою, грошовим мультиплікатором, обсягами кредитів, наданих уряду, та валютним курсом.

Багатоваріантний статистичний та змістовний аналіз моделей попиту на гроші та динаміки темпів інфляції дає змогу вибрати таку систему рівнянь:

LN (CPIt) = a11LN (CPIt-1) + a12 LN (M2t-5) + a13 LN (NPt) + a14 LN (ERt) + a15LN (PAt-7); (1)

LN (M0t / CPIt) = a21LN(Wt) + a22 LN (NPt)+ a23 LN (ERt); (2)

LN (Dt / CPIt) = a30 + a31 LN (Yt)+ a32 LN (NPt) + a33 D LN (ERt)+ a34LN (Rt); (3)

M2t º M0t + Dt = mt MBt ;

mt = (1 + ct ) / (rt + ct);

MS = a41 MBt + a42 mt ; (4)

MS = a51 MBt + a52 KRGt +a53 ERt, (5)

де: M0t, M2t — грошові агрегати М0 та М2 відповідно;

Dt — депозити;

MBt — грошова база;

mt — грошовий мультиплікатор;

Yt — реальний ВВП;

CPIt — індекс споживчих цін;

ERt — валютний курс гривні до долара США;

Rt, rt — реальна ставка рефінансування НБУ та норма обов’яз­кового резервування відповідно;

NPt, Wt — розмір заборгованості із заробітної плати та середньомісячна зарплата відповідно;

PAt — розмір кредиторської заборгованості між підприємствами;

MS — пропозиція грошей;

KRGt — кредити уряду;

LN — функція логарифму.

Проведений для України статистичний аналіз показав, що при побудові моделі попиту на гроші тільки реальної банківської процентної ставки та реального ВВП оцінки виявляються недостатньо стійкими щодо зміни періоду спостережень, а включення до моделі для агрегату М2 додаткових факторів (простроченої заборгованості із заробітної плати, кредиторської заборгованості, валютного курсу, розміру середньої заробітної плати) дає змогу одержати відносно непогані оцінки коефіцієнтів рівняння регресії при правильних, з точки зору теорії, знаках параметрів.

Модель досліджувалася на статистичному матеріалі (були використані щомісячні дані) Держкомстату, Національного банку України та Українсько-Європейського консультативного центру з питань законодавства (TAСIS) за 1996 — І півріччя 1999 р. (42 спостереження). Генерація економетричних рівнянь моделі здійснювалась у середовищі програми Eviews.

Оцінка параметрів моделі дала такі результати:

Для рівняння (1): a11 = 0,862 (52,45), a12 = 0,167 (5,84), a13 = – 0,198 (–4,12), a14= 0,085 (2,62), a15 = –0,125 (–3,46); R2 = 0,892; показник автокореляції залишків Дарбіна—Уотсона DW = 1,98. Лагова модель з автокореляцією залишків AR1, процедура оцінки за методом максимальної правдоподібності з максимальною інформацією, у дужках після кожного коефіцієнта наведено значення t — статистики. Були розраховані також оцінки для періоду із 1998 — І півріччя 1999 р., які виявили посилення впливу валютного курсу.

Для рівняння (2): a21 = 0,586 (25,78), a22 = 0,310 (4,623), a23 = –0,156 (–6,511); критерій R2 = 0,855; показник автокореляції залишків Дарбіна—Уотсона DW = 2,06 (модель з автокореляцією залишків AR1, процедура оцінки за методом максимальної правдоподібності).

Для рівняння (3): a30 = 1,685 (2,437), a31 = 0,168 (2,572), a32 = 0,734 (4,752), a33 = –0,584 (–2,628); критерій R2 = 0,790; показник автокореляції залишків Дарбіна—Уотсона DW = 2,18 (модель з автокореляцією залишків AR1, ітеративна процедура оцінки за методом максимальної правдоподібності).

Для рівнянь (4), (5): a41 = 1,785 (1,876), a42 = –52,108 (–2,264); R2 = 0,990; DW=1,82; a51 = 1,465 (2,754), a52 = –0,113 (–2,344);
a53 = 12,483 (2,654); R2= 0,882; DW = 2,34 (процедура оцінки за методом найменших квадратів).

Усі коефіцієнти моделі є статистично значимими, а значення коефіцієнтів множинної детермінації R2 свідчить про наявність суттєвої залежності між факторами моделі та результатом. Побудовану модель можна застосовувати як для оцінювання ступеня впливу кожного із факторів на цінову динаміку, так і для прогнозування темпів інфляції.

Результати моделювання дають змогу зробити висновок, що несвоєчасні виплати заробітної плати, штучно обмежуючи сукупний попит в економіці, в короткостроковій перспективі позитивно впливають на загальний рівень цін, стримуючи інфляцію попиту, проте в довгостроковій перспективі, стриму­ючи збут товарів, вкрай негативно впливають на виробництво, знижують ВВП та обумовлюють інфляцію витрат за рахунок подорожчання одиниці продукції, яке відбувається внаслідок зниження рівня виробництва (ефект масштабу).

Зростання неплатежів та збільшення кількості бартерних операцій дає змогу у короткостроковій перспективі сповільнити падіння реального ВВП та до певної міри приборкати зростання цін, але водночас спричиняє накопичення боргів. Це веде до створення боргових замінників грошей і в такий спосіб стимулює інфляційні процеси або, принаймні, збереження цін на зависокому для платоспроможного споживання рівні.

Отже, для адекватного аналізу та моделювання процесів інф­ляції в умовах перехідної економіки України необхідно вра-
ховувати не тільки такі традиційні фактори, як динаміка грошової маси, ВВП, швидкості обігу грошей, а й багато специфічних факторів, зокрема збільшення заборгованості із заробітної плати, зростання неплатежів та подальшу доларизацію економіки.

СПИСОК ВИКОРИСТАНОЇ ЛІТЕРАТУРИ

1. Лэйнард Р. Макроэкономика. Курс лекций для российских читателей. — М.: Б. и., 1994. — 160 с.

2. Варшавский А. Проблемы стабилизации экономики России (анализ и моделирование инфляции, 1992 — 1996 гг.) // Препринт # WP/ 96 / 010. — М.: ЦЭМИ РАН, Фонд стратегических приоритетов, 1996. — 45 с.

3. Цыплаков А. Эконометрический анализ спроса на деньги в России // Экономика и математические методы. — 1997. — Т. 33. — Вып. 1. — С. 151—157.

4. Райская Н., Сергиенко Я., Френкель А. Модели инфляции переходного периода // Вопросы статистики. — 1998. — № 9. — С. 12—14.

5. Jaksch H. J. Autopsie Einer Okonometrischen Voraussage // Theorie der Wirtschaftspolitik. Festschrift zum funfundsiebzigsten Geburtstag von Hans Moller. — Tubingen, 1989.

6. Moser G. The Main Determinants of Inflation in Nigeria. Wash. IMF Staff papers. — V. 42. — № 2. — June 1995. — P. 270—289.

7. Гончар В. Моделювання інфляції в Україні // Вісн. НБУ. — 1998. № 2. — С. 52—56.

8. Науменко В. Інфляція: у пошуках взаємозв’язків // Там само. —1997. № 2. — С. 50—51.

9. Шумська С. Дворівнева система моделей аналізу і прогнозування грошово-кредитної сфери // Перспективи інформатизації в Україні: Зб. наук. праць. — К.: ДНДІІМЕ НАІ України, 1996. — С. 118—129.

Добавить комментарий


Защитный код
Обновить