А. ПОРШАКОВ, старший исследователь Департамента исследований и информации Банка России,

А. ПОНОМАРЕНКО, ведущий исследователь Департамента исследований и информации Банка России

Модель инфляции: основные методологические проблемы

На сегодняшний день проблема выявления роли денег в экономической политике государств приобрела весьма дискуссионный оттенок и вместе с тем особую актуальность как в мировой, так и в российской экономике. Важность данного вопроса напрямую связана с необходимостью принятия мер, направленных на контроль предложения денег в том случае, если инфляция в экономике страны в действительности является монетарным явлением.

В целом ряде специальных исследований эмпирически подтверждается, что в странах, экономика которых характеризуется стабильно низкой инфляцией, при значительной развитости финансовых рынков власти могут контролировать денежное предложение в соответствии с наблюдаемой динамикой спроса на деньги. В подобной ситуации увеличение объема денежной массы не должно способствовать существенному нарастанию инфляционного давления в экономике1. Несмотря на это, в последние годы некоторые центральные банки стран со стабильной инфляцией (в частности, Европейский центральный банк и Швейцарский национальный банк) по-прежнему уделяют большое внимание проблеме мониторинга денежных агрегатов.

Очевидно, что еще более актуальной указанная проблематика представляется применительно к российской экономике. И хотя в настоящее время гипотеза об отсутствии значимого монетарного влияния на инфляционные процессы в развитых государствах становится все более популярной, большинство отечественных и зарубежных экономистов, а также государственные чиновники по-прежнему уверены в том, что инфляция в России носит монетарный характер. Однако понять специфику взаимодействия монетарного фактора с ценами в России непросто.

Отметим, что некоторые получившие распространение концепции инфляции абстрагируются от влияния денег на изменение уровня цен в экономике. В середине прошлого столетия (на фоне широко-

Мнение авторов может не совпадать с официальной позицией Банка России.

1 Graude P. de, Polan M. Is Inflation Always and Everywhere a Monetary Phenomenon? // Discussion Paper No 2841 / CEPR. 2001. June.

стр. 61
го распространения кейнсианства) в качестве главной цели макроэкономической политики выступало достижение полной занятости. В правительственных программах США и Великобритании на первый план при проведении макроэкономической политики вышла проблема стимулирования экономической активности и снижения безработицы. При этом инфляция рассматривалась как второстепенный фактор, являющийся главным образом следствием существования несовершенной конкуренции на товарном рынке и рынке труда. Подобная концепция послужила отправной точкой для использования в моделировании инфляции кривой Филлипса, с помощью которой устанавливалась взаимосвязь между инфляцией и отклонением занятости в экономике от потенциального уровня, то есть предполагалась чувствительность изменения уровня цен к давлению со стороны избыточного спроса.

Во второй половине 1960-х годов основоположник монетаризма М. Фридмен выступил с критикой классической кривой Филлипса, обратив внимание на феномен инфляционных ожиданий экономических агентов в процессе установления равновесной заработной платы на рынке труда. Кроме того, Фридмен выдвинул гипотезу о существовании связи между инфляцией и безработицей лишь в краткосрочном периоде. Данное обстоятельство он аргументировал тем, что в долгосрочной перспективе ожидаемая ошибка экономических агентов при формировании инфляционных ожиданий стремится к нулю, в результате чего безработица автоматически оказывается на естественном уровне.

В 1970-х годах ряд развитых государств, экономика которых начала испытывать сильное инфляционное давление (прежде всего, США, Великобритания, Канада, Германия), стали постепенно отказываться от идей кейнсианства в пользу стратегии денежного таргетирования. Подобный шаг объяснялся в первую очередь угрозой нестабильности процентных ставок на фоне роста инфляции и риск-премий (ввиду нарастающей неопределенности), а также расширением возможностей проведения автономной монетарной политики при переходе к режиму плавающего валютного курса. С появлением на авансцене макроэкономической науки в 1970-е годы теории рациональных ожиданий и так называемой "критики Лукаса", одним из наиболее распространенных путей моделирования инфляции стала неокейнсианская кривая Филлипса. В соответствии с анализом этой кривой, инфляция в текущем периоде зависит от фактора избыточного спроса, а также от прогнозируемой экономическими агентами будущей инфляции. Впоследствии появилась "гибридная" кривая Филлипса, отражающая ожидания агентов как в рациональной, так и в адаптивной форме.

Тем не менее следует признать, что в последнее время концепция модифицированной кривой Филлипса стала объектом критики как с теоретической, так и с практической точки зрения. В частности, Дж. Рудд и К. Велан показали, что гипотеза рациональных ожиданий чаще всего опровергается эмпирическими данными в пользу предположения об адаптивных ожиданиях2. Исследователи продемонстрировали, что факторы, свидетельствующие о необходимости спецификации инфляции в виде

2 Rudd, J., Whelan, K. New tests of the New Keynesian Phillips curve // Journal of Monetary Economics. 2005. Vol. 52, No 6. P. 1167 - 1181.

стр. 62
неокейнсианской и "гибридной" кривых Филлипса, зачастую не идут вразрез с концепцией классической кривой Филлипса с адаптивными ожиданиями. В свою очередь, Дж. Хондройанис и его соавторы с помощью эконометрического инструментария выдвинули гипотезу о наличии ложной взаимосвязи между текущей и лагированной инфляцией, что связано с пренебрежением некоторыми важными факторами при спецификации кривой Филлипса, в том числе и ролью предложения денег3.

Даже если абстрагироваться от предположения, что инфляция - денежный феномен (при любых обстоятельствах), нельзя не отметить, что многие современные теории инфляции содержат элементы количественной теории денег, в соответствии с которой источником инфляционных процессов в экономике является экзогенный рост денежного предложения.

Например, во избежание изложенной выше проблемы спецификации, эмпирически выявленной Хондройанисом применительно к кривой Филлипса, С. Герлах предложил несколько более творческий и трудоемкий подход к моделированию инфляционных процессов - так называемую "двухопорную" (от англ. "two-pillar") кривую Филлипса, которая основывается на раздельной спецификации низкочастотной (долгосрочной) и высокочастотной (краткосрочной) компонент инфляции4. Автор подчеркивает, что колебания долгосрочной составляющей инфляции должны объясняться динамикой денежного предложения, в то время как высокочастотная компонента определяется уровнем занятости в экономике. В условиях, когда денежные власти могут влиять на показатели реального сектора экономики, определяющие инфляционную динамику в среднесрочной перспективе, а также оказывать существенное воздействие на формирование инфляционных ожиданий, эффект от использования денежного предложения в качестве инструмента денежно-кредитной политики в краткосрочном периоде может быть незначительным. Тем не менее, как показывают в том числе исследования С. Герлаха, связь между динамикой монетарных показателей и ростом цен становится гораздо более явной при выделении долгосрочной составляющей из общей динамики инфляции.

Разделение временного ряда, отображающего динамику инфляции, Герлах осуществляет с помощью нетривиальных процедур из области спектрального анализа. Как представляется, применение указанной методики к российским макроэкономическим данным достаточно затруднительно, потому что она требует большего числа наблюдений по сравнению с объемом выборки, использованным в настоящей работе. Эффективное решение данной проблемы, в свою очередь, затруднено в силу существенных структурных разрывов в российских макроэкономических рядах, что, впрочем, вполне естественно для всех стран, находящихся на переходном этапе экономического развития.

Другой распространенной спецификацией модели инфляции, основывающейся на количественной теории денег, является так называемая модель P-star, которая впервые была предложена Дж. Холманом и группой соавторов в 1989 г.5 В общем виде эта модель может быть представ-

3 Hondroyiannis G., Swamy P. A. V. B., Tavlas G. S. The New Keynesian Phillips Curve and Lagged Inflation: A Case of Spurious Correlation? // Working Papers 57 / Bank of Greece. 2007.

4 Gerlach S. The ECB's Two Pillars // Discussion Paper No 3689 / CEPR. 2003.

5 Hallman J. J., Porter R. B., Small D. H. M2 Per Unit of Potential GNP as an Anchor for the Price Level. Board of Governors of the Federal Reserve System. 1989.

стр. 63
лена в терминах монетарного разрыва (в западной литературе также используется понятие "денежный навес", от англ. "monetary overhang"), представляющего собой превышение фактического объема денежной массы в экономике над соответствующим естественным уровнем. Модель предсказывает наличие обратной зависимости между монетарным разрывом (mt - m*t) и краткосрочными изменениями инфляции, вычисляемыми как отклонение фактического уровня цен (pt) от равновесного (p*t):

mt - m*t = -(pt - p*t).

Нетрудно заметить, что из приведенного выше равенства непосредственно вытекает прямая связь текущей инфляции (pt - pt-1) с монетарным разрывом в предыдущем периоде (mt - m*t-1).

Основное преимущество модели P-star заключается в том, что она содержит показатели экономической активности и денежного предложения не в их абсолютных величинах, а в терминах отклонений от равновесного уровня. Такая модель способна наглядно демонстрировать, что при неполном использовании производственных мощностей в экономике рост предложения денег повышает инфляцию.

Тем не менее, как показывает ряд эмпирических исследований, модели инфляции, в которых используется спецификация P-star, зачастую оказываются не способны адекватно описывать наблюдаемые в реальности макроэкономические данные и, как следствие, эффективно предсказывать будущую траекторию инфляционных процессов в экономике6. В последнее время высказываются различные предложения по использованию в модели инфляции помимо монетарного разрыва других объясняющих переменных. Данный подход, в частности, будет реализован в настоящей статье применительно к моделированию инфляции в России.

Например, в одном из своих исследований С. Герлах и Л. Свенссон предлагают разновидность модели P-star для экономики зоны евро, по результатам параметризации которой находят веское подтверждение важности роли денежного фактора в зарождении инфляционных процессов. В частности, они обнаруживают значимое воздействие на общую потребительскую инфляцию в Еврозоне индекса цен на энергоносители7.

Проблема моделирования инфляции, а также выявления характера воздействия на нее со стороны монетарных факторов требует комплексного подхода, основанного на экономической логике и статистическом моделировании с привлечением полного набора факторов, в разной степени предопределяющих динамику уровня цен в экономике. Вместе с тем, с одной стороны, попытка анализа воздействия исключительно денежной массы на инфляцию эконометрическими методами чревата неправильной спецификацией модели из-за возможного игнорирования ряда других релевантных показателей. С другой стороны, включение в модель слишком большого числа переменных, оказывающих воздейст-

6 Fischer B., Lenza M., Pill H., Reichlin L. Money and monetary policy: The ECB experience 1999 - 2006 / Paper presented at the 4th ECB central banking conference, 9&10 November 2006 in Frankfurt.

7 Gerlach S., Svensson L. Money and inflation in the euro-area: A case for monetary indicators? // Journal of Monetary Economics. 2003. Vol. 50, No 8. P. 1649 - 1672.

стр. 64
вие на моделируемый показатель, в условиях ограниченности объема анализируемых статистических данных отрицательно сказывается на качестве полученных результатов. Как следствие, для эффективного моделирования необходимо найти некоторое сбалансированное количество переменных, чтобы рассматриваемая модель была правильно специфицирована и одновременно обеспечивала достоверные результаты относительно взаимосвязи исследуемых факторов.

Следует отметить, что с середины 1990-х годов попытки конструирования моделей инфляции в России с привлечением денежной составляющей осуществлялись многими отечественными и зарубежными исследователями. Необходимость анализа данных на малой выборке зачастую вынуждала крайне осторожно трактовать получаемые результаты. Как правило, выводы относительно характера взаимосвязи инфляции с денежным предложением не отличались должной стабильностью ни с количественной точки зрения, ни с точки зрения идентификации глубины запаздывания.

Необходимо отдельно обратить внимание на тот факт, что в работах ряда исследователей в настоящее время высказывается аргумент в пользу незначительности монетарных инфляционных рисков в российской экономике. В частности, В. Гамза после прямого сопоставления динамики темпов роста денежной массы и инфляции с 2001 по 2006 г. приходит к выводу об относительно низком по сравнению с развитыми странами уровне монетизации отечественной экономики и указывает на необходимость увеличения денежного предложения для борьбы с ростом уровня цен8. Тем не менее в противовес указанному выводу можно привести ряд контраргументов.

Такое явление как рост монетизации может быть обусловлено целым рядом факторов: увеличением спроса населения на сбережения в национальной валюте (это, в частности, зависит от уровня благосостояния населения, процентных ставок, темпов инфляции), а также дополнительными трансакционными потребностями экономики (которые не отражаются в объеме произведенного ВВП, а связаны, например, с развитием финансовых рынков или ростом цен на активы). Таким образом, низкая монетизация далеко не всегда может служить индикатором недостаточного денежного предложения, а скорее является объективным отражением состояния монетарной сферы экономики.

Кроме того, в теории инфляция определяется не исключительно темпами роста предложения денег, а множеством факторов, связанных с уровнем экономической активности, издержками производителей товаров и услуг, инфляционными ожиданиями экономических агентов и другими аспектами. Следовательно, при выявлении природы инфляционных процессов в экономике более состоятельным и достоверным представляется не столько визуальный анализ, содержащий в себе опасность выявления ложных зависимостей между макропеременными, сколько статистический анализ всей совокупности соответствующих факторов.

Несмотря на то что вплоть до настоящего времени применительно к российской экономике проблему нельзя признавать окончательно решенной, представленная в нашем исследовании модель инфляции демонстрирует весьма устойчивые результаты. В общем случае она предполагает строгое разделение инфляции на две взаимодополняющие компоненты: "инфляция спроса" в виде монетарного разрыва в экономике и "инфляция предложения" в виде предельных издержек

8 Гамза В. А. О денежно-кредитной политике: стабилизационный фонд и инфляция // Социально-консервативная идеология и приоритеты развития страны: Сборник ЦСКП. Вып. 3. М.: РИФ "МТП-Инвест", 2006. С. 118 - 131.

стр. 65
производителей. В следующих разделах мы вкратце остановимся на каждой из данных структурных составляющих.

Методология и основные результаты расчетов монетарного разрыва по функции спроса на деньги

Немаловажной проблемой, с которой в настоящее время сталкиваются отечественные монетарные власти при проведении анализа возможных сценариев денежно-кредитной политики, является нестабильность спроса на деньги в условиях меняющейся структуры экономики и продолжающихся процессов дедолларизации. В контексте существенных экономических трансформаций и становления финансовой системы переходного периода определение потребностей российской экономики в денежной массе, а следовательно, и степени монетарного инфляционного давления, является достаточно сложной задачей.

Расчет спроса на деньги для дальнейшего определения уровня "денежного навеса" в настоящем исследовании производился на основе двух подходов. Первый подход заключался в оценке функции спроса на деньги по уравнению, включающему долгосрочную зависимость реальной денежной массы от реального внутреннего спроса, а также показатель укрепления обменного курса рубля к доллару США. Второй подход основывался на вычислении потенциального уровня реальной денежной массы путем применения статистических фильтров с целью выделения из имеющегося ряда нестационарной трендовой и стационарной циклической составляющих. При реализации указанного подхода применялся фильтр Ходрика-Прескотта.

Наиболее часто встречающейся в современной литературе спецификацией функции спроса на деньги является следующая зависимость:

m - p = δ0+ δ1y + δ2r + δ3π,

где: m - p - логарифм реального показателя количества денег в экономике, y - логарифм масштабирующей переменной в реальном выражении, r - вектор номинальных доходностей по активам (как входящим, так и не входящим в рассматриваемый денежный агрегат), π - темп инфляции9. В данной работе в этом качестве были использованы следующие переменные (в логарифмах): M - денежная масса (денежный агрегат M2); P - дефлятор внутреннего спроса (по методологии СНС)10;

9 Golinelli R., Pastorello S. Modeling the demand for M3 in the Euro area // University of Bologna Research Papers. Bologna, Italy, 2000.

10 Существует теория о предпочтительности использования показателей конечного потребления, а не совокупного дохода в качестве масштабирующей переменной. При этом в ряде эмпирических исследований делается вывод об отсутствии единого подхода к выбору масштабирующей переменной, так как для разных стран и для разных денежных агрегатов в исследовательской практике зачастую выбираются модели спроса на деньги, включающие либо показатель ВВП, либо различные его компоненты (см., например: Elyasiani E., Zadeh A. Econometric tests of alternative scale variables in money demand in open economies. International evidence from selected OECD countries // The Quarterly Review of Economics and Finance. 1999. Vol. 39, No 2. P. 193 - 211). В данной работе используется показатель внутреннего спроса и его дефлятора исходя из качественных характеристик получаемых далее моделей.

стр. 66
Y - реальный внутренний спрос (по методологии СНС); E - темп укрепления номинального курса доллара США к рублю11.

В наше уравнение были дополнительно включены две фиктивные переменные, одна из которых обозначает кризис доверия в российской банковской системе (CRISIS), наблюдавшийся с мая по август 2004 г., вторая соответствует проведению ряда крупных IPO с марта по август 2007 г. (IPO). Итоговое уравнение спроса на деньги, вычисленное по денежному агрегату M2, приняло следующий вид:

Δ(M - P),= -0,41 - 0,062(M - P)t-1 + 0,15Yt-1 - 0,29Et-1 - 0,32ΔЕ + 0,033IPO - 0,013CRISIS.

Оценивание модели проводилось эконометрическими методами на месячных данных для периода январь 1999 - сентябрь 2007 г.12 Полученные параметры обнаруживают положительное влияние на темпы роста денежного агрегата M2 в реальном выражении со стороны внутреннего спроса и отрицательное - со стороны темпов ослабления номинального курса рубля к доллару США. Знаки коэффициентов при фиктивных переменных также согласуются с интуитивными предположениями (снижение темпов прироста денежной массы в период банковского кризиса и увеличение в период проведения IPO). Спрос на деньги был далее рассчитан непосредственно по найденным выше коэффициентам. Искомый монетарный разрыв определяется как отклонение фактического значения денежного агрегата M2 от вычисленного прогнозного значения спроса на деньги.

На рисунке 1 представлены монетарные разрывы, вычисленные как по функции спроса, так и статистическим методом выделения равновесной трендовой компоненты путем фильтрации ряда денежной массы.

Значение "денежного навеса" на всей рассматриваемой выборке варьируется в зависимости от конкретного подхода к его вычислению, однако общее изменение траекторий каждого из представленных рядов во многом является схожим. Это свидетельствует о высокой стабильности результатов измерения избытка или недостатка ликвидности, учитывая тот факт, что в основу использованных методик расчета были положены существенно отличные друг от друга подходы.

Значительное увеличение монетарных разрывов начиная с третьего квартала 2006 г. (см. рис. 1) свидетельствует о формировании "денежного навеса" в экономике. Своего пика денежные разрывы достигли во втором квартале 2007 г. Отметим при этом, что масштаб разрыва, рассчитанного по агрегату M2, не полностью отражает степень оказываемого инфляционного давления. Данное явление предположительно объясняется тем, что, как отмечалось выше, значительный

11 Следует отметить, что в долларизированных экономиках этот показатель принято рассматривать в качестве основной альтернативной доходности. В частности, Н. Уме и Ф. Онсорж подтвердили это предположение эмпирически на данных для российской экономики (Oomes N., Ohnsorge F. Money demand and inflation in dollarized economies: the case of Russia // Working Paper N 05/144 / International Monetary Fund. 2005). Вместе с тем ряд индикаторов, теоретически являющихся детерминантами спроса на деньги (как, например, процентная ставка и инфляция), не были включены в итоговую спецификацию уравнения во избежание "перепараметризации" модели.

12 Подробнее см.: Пономаренко А. А. Оценка спроса на деньги в условиях российской экономики // Деньги и кредит. 2008. N 2.

стр. 67
Денежный разрыв (в %)

Рис. 1

прирост денежной массы во втором квартале 2007 г. был связан с накоплением средств на счетах юридических лиц для последующего участия в аукционах по продаже активов и покупки акций компаний, проводивших IPO в данный период. Таким образом, существенная часть денежного излишка не оказывала инфляционного давления на потребительские товары. Тем не менее систематическое и достаточно масштабное превышение фактического объема денежной массы над равновесным уровнем в течение 2007 г. свидетельствует о существовании монетарного инфляционного давления в российской экономике и в настоящее время.

Помимо определения функции спроса на деньги на агрегированном уровне (то есть для денежного агрегата M2 и с использованием макропоказателей дохода и потребления) существует также возможность расчета аналогичной функции для отдельных секторов экономики, а именно: для сектора домашних хозяйств, сектора финансовых и нефинансовых корпораций13. Такие функции имеют меньшее практическое значение для задач денежного таргетирования, но при этом могут быть полезны для более детального анализа монетарных процессов. В частности, при рассмотрении динамики индекса потребительских цен определяющими могут оказаться монетарные процессы, происходящие в секторе домашних хозяйств.

Функция спроса на деньги сектора домашних хозяйств имеет такой же вид, что и аналогичная функция для всей экономики:

(m - p) = δ0 + δ1y - δ1e.

Отличие здесь заключается в использовании альтернативных переменных. В данном случае, в качестве переменных модели использовались следующие показатели российской экономики: m - агрегат МО (наличные деньги в обращении) + депозиты физических лиц;

13 Thomas R. The Demand for M4: A Sectoral Analysis // Bank of England WP. 1997.

стр. 68
p - индекс потребительских цен; y - реальное конечное потребление домашних хозяйств (по методологии СНС); e - темп ослабления номинального курса рубля по отношению к доллару США.

На рисунке 2 представлена динамика секторальных монетарных разрывов, рассчитанных как по функции спроса на деньги, так и статистическими методами. Отметим, что характер динамики "денежного навеса" для сектора домашних хозяйств в целом демонстрирует во многом схожую траекторию с монетарным разрывом, вычисленным по денежному агрегату M2, что свидетельствует о высокой степени применимости каждого из подходов к расчету спроса на деньги в российской экономике.

Секторальный денежный разрыв (в %)

Рис. 2

Эмпирические результаты оценивания уравнения инфляции для экономики Российской Федерации

Уравнение инфляции для российской экономики, предлагаемое в настоящей работе, задано в виде модели коррекции ошибками, где предложение отражено посредством краткосрочных факторов и долгосрочной равновесной зависимости цен от предельных затрат производителей, а в качестве фактора спроса в модель инкорпорируются вычисленные ранее значения монетарного разрыва:

где π - потребительская инфляция (в % к предыдущему месяцу, сезонно сглаженная); Δπ - месячный темп ускорения потребительской инфляции; ulc - месячный темп прироста средних издержек предприятий на оплату труда персонала; put - месячный темп прироста индекса цен на услуги жилищно-коммунального хозяйства (сезонно сглаженный); bi_cur - месячный темп прироста "импортируемой инфляции"; (m - m*) - величина монетарного разрыва в относительном выражении.

стр. 69
Как подчеркивалось ранее, важная составляющая приведенного выше уравнения - предельные издержки производителей, которые включены в модель как структурная регулируемая компонента инфляции.

Использование в модели показателя средних издержек на оплату труда работников не требует особого обоснования, поскольку этот фактор производитель закладывает в цены на собственную продукцию. В предложенной модели показатель эластичности при данной переменной указывает на степень трудоинтенсивности производства в экономике. Эта переменная рассчитывалась как частное от базового индекса реального ВВП и базового индекса оплаты труда наемных работников (включая скрытую) по методологии СНС14.

В качестве индикатора, отображающего динамику показателя регулируемых цен, был использован индекс цен на услуги ЖКХ, который, на наш взгляд, в перечне входящих в корзину ИПЦ товаров и услуг является наиболее адекватным показателем при определении регулируемой составляющей издержек производителей и соответственно уровня цен в экономике.

Один из возможных альтернативных подходов к выбору соответствующей переменной предусматривает дополнительное включение в состав регулируемых цен индексов цен на транспортные услуги и услуги связи. Тем не менее результаты моделирования при этом показывали не оправданные с экономической точки зрения значения коэффициентов при некоторых факторах. Был также апробирован подход, связанный с объединением указанных индексов в одну переменную, однако такая методика связана с некоторой неопределенностью, поскольку остается открытым вопрос относительно весов, с которыми цены на ЖКХ, транспорт и связь должны учитываться в составе показателя регулируемых цен.

Цена выпускаемой производителем продукции складывается из стоимости промежуточной продукции, приобретаемой в том числе за рубежом. Цена импортируемого сырья, отражающаяся на стоимости конечной продукции, деноминирована в валюте государства-торгового партнера, в которой, в свою очередь, также происходит изменение уровня цен. Поэтому еще одним важным определяющим фактором внутренних инфляционных процессов становится импортируемая инфляция. Данный показатель рассчитывался как рублевая стоимость бивалютной корзины, скорректированной впоследствии на инфляцию в США и Еврозоне.

Кроме того, в модели дополнительно используется показатель инфляции с годичным лагом, что выглядит вполне оправданным, если принимать во внимание сохраняющуюся на сегодняшний день инерционность инфляционных процессов в российской экономике.

Вкратце остановимся на конфигурации долгосрочной зависимости, которая в дальнейшем использовалась при оценивании. Ниже приведена спецификация полученного эконометрическими методами долгосрочного соотношения для уравнения инфляции:

π* = 0,3ulc + 0,259 put + 0,138bi_cur.

14 При этом ежемесячная динамика была получена с помощью интерполяции на основе аналогичного показателя, рассчитанного с использованием статистических данных, доступных на ежемесячной основе (выпуска базовых отраслей экономики, среднемесячной номинальной начисленной заработной платы, численности занятого населения).

стр. 70
Наибольший удельный вес среди факторов, определяющих предельные издержки производителей, в обоих случаях соответствует показателю средних затрат на оплату труда персонала. Вместе с тем сумма коэффициентов при переменных в коинтеграционном соотношении15 меньше единицы:

Нормирование к единице суммы коэффициентов при факторах, экзогенно определяющих предельные издержки производителей, направлено на обеспечение так называемой "единичной гомогенности" объясняющих инфляцию переменных. В теории указанное ограничение предполагает, что в равновесном состоянии одновременный рост на 1% индекса цен на услуги ЖКХ, затрат на оплату труда в расчете на единицу выпуска и импортируемой инфляции добавляет 1% к инфляции в экономике. При этом ряд зарубежных исследователей, в частности Г. Броуэр и Н. Эриксон, допускают, что в долгосрочном периоде сумма коэффициентов при факторах в строгом смысле вовсе не должна быть равна единице, а для объяснения равновесной динамики инфляции в модель коррекции ошибками должен быть включен свободный член16. Подобное утверждение основывается на "теории наценок", которая предполагает наличие в состоянии равновесия постоянной положительной разницы между уровнем цен и предельными издержками. Эта разница, собственно говоря, учитывает появление торговых наценок производителей вследствие обладания некоторой монополистической властью на рынке.

Применительно к настоящей модели были предприняты попытки наложить ограничения вида βulc + βput + βbi_cur = 1 на параметры в долгосрочном соотношении. Исходя из экспертных предположений, веса при факторах распределялись в следующих диапазонах:

0,4 < βulc <0,7; 0,2 < βput < 0,4; 0,1 < βbi_cur < 0,2.

Таким образом, наибольший удельный вес среди детерминант инфляции присваивался издержкам на заработную плату, затем - регулируемым ценам и импортируемой инфляции соответственно. Тем не менее использование указанного метода не привело к значимым изменениям оценок параметров, в том числе и эластичности

15 Долгосрочное коинтеграционное соотношение представляет собой устойчивую комбинацию временных рядов, среднее значение и вариация которых, напротив, меняются на протяжении времени. Предполагается, что инфляция и ее равновесное состояние в виде предельных издержек производителей периодически отклоняются друг от друга, но при этом демонстрируют последующую тенденцию к сходимости, так что с течением времени их ожидаемое отклонение стабильно нулевое. Оценкой упомянутого выше равновесного состояния служит линейная комбинация факторов издержек с различными весами, по сути отражающими значимость каждого фактора при объяснении долгосрочной динамики инфляции. Анализ коинтеграционных соотношений имеет важное практическое значение в ситуациях, когда на краткосрочную динамику влияют большие случайные возмущения, а долгосрочные колебания ограничиваются равновесными соотношениями. Строго говоря, существование коинтеграции между временными рядами тестируется с помощью специальных эконометрических процедур, однако их рассмотрение мы оставляем за рамками настоящей статьи.

16 См., например: De Brouwer G. J., Ericsson N. Modelling Inflation in Australia // Journal of Business and Economic Statistics. 1998. Vol. 16, No 4. P. 433 - 449 или: Leheyda N. Determinants of Inflation in Ukraine: A Cointegration Approach // The Periphery of the Euro: Monetary and Exchange Rate Policy in CIS Countries / Vinhas de Souza L., De Lombaerde Ph. (eds.). Aldershot, U. K.: Ashgate, 2006. P. 313 - 346.

стр. 71
инфляции по монетарному разрыву. Основные статистические критерии указали на снижение качества подгонки моделей, включающих долгосрочные соотношения с ограничениями на параметры. Наконец, в ходе экспериментальных расчетов было установлено, что гипотеза о целесообразности введения ограничения гомогенности в уравнение инфляции должна быть отвергнута на любом разумном уровне значимости. Это является достаточно веским основанием в пользу важности монополистической власти производителей для инфляции в российской экономике.

В итоге полученное уравнение инфляции с оцененными коэффициентами выглядит следующим образом:

Полученный коэффициент при долгосрочном соотношении (-0,098) оказался отрицательным, что оправданно исходя из специфики представленного выше уравнения. Ранее упоминалось, что предельные издержки производителей в нашем случае выступают оценкой долгосрочного естественного уровня инфляции (в частности, это своего рода аналог показателя p* в рассмотренной выше модели P-star). Таким образом, если в прошлом периоде в экономике существует инфляционное давление и уровень инфляции превышает равновесный, то в текущем периоде должно произойти замедление темпов инфляции для возвращения роста потребительских цен к потенциальному уровню, и наоборот.

Оценка коэффициента при годовом лаге ускорения инфляции (0,062) положительна, что подтверждает сохранение инерционности инфляции в настоящее время. Как следствие, инфляция на сегодняшний день способна разгоняться под давлением собственного роста в прошлых периодах вследствие определенных шоков, причем даже в те периоды времени, когда эффект от этих шоков окончательно нивелируется.

Наконец, полученный коэффициент при денежном разрыве указывает на положительную зависимость между монетарным разрывом и инфляцией, в рамках которой увеличение "денежного навеса" на 1 п. п. в предыдущем месяце способствует ускорению инфляции в данном месяце приблизительно на 0,02 п. п. Заметим, что значение этого коэффициента оказалось весьма устойчивым к выбору методологии расчета монетарного разрыва, как агрегированной, так и секторальной.

Рисунок 3 отображает рекурсивное поведение ключевых коэффициентов модели, то есть изменение оцененных выше эластичностей в зависимости от периода оценивания уравнения инфляции.

Колебания полученных эластичностей заключены в пределах нескольких сотых, что свидетельствует о высокой стабильности результатов модели. Наибольшее постоянство демонстрирует коэффициент при монетарном разрыве, что подтверждает стабильно значимое влияние денежного фактора на инфляцию начиная приблизительно с 2002 г. Кроме того, можно проследить некоторую тенденцию к снижению инерционности инфляции в России приблизительно с 2006 г. (рис. 3).

стр. 72
Рекурсивные коэффициенты модели инфляции

Рис. 3

Описанную в полученных выше уравнениях зависимость можно также более наглядно проиллюстрировать следующим образом. Как отмечалось ранее, долгосрочную равновесную траекторию роста цен, обусловленную ростом издержек производителей, можно представить как:

MC = 0,3ulc- + 0,259put- + 0,138bi_cur-,

где put-, bi_cur- и ulc- представляют собой помесячные индексы годового прироста (текущий период по отношению к соответствующему периоду предыдущего года в процентном выражении) соответствующих переменных. На рисунке 4 рассчитанная траектория сопоставлена с фактическим ИПЦ аналогичного формата.

В целом следует признать, что траектории расчетного и фактического индексов схожи, хотя на протяжении некоторых периодов откло-

Предельные издержки производителей и потребительская инфляция (в % к предыдущему году)

Рис. 4

стр. 73
нение было существенным. На рисунке 5 отклонение фактического ИПЦ от индекса, обусловленного ростом издержек производителей, сопоставляется с монетарным разрывом.

Таким образом, несмотря на то что монетарный разрыв не может считаться фактором, в полной мере объясняющим динамику уровня цен в стране, можно отметить, что ускорение темпов инфляции (относительно темпов роста издержек производителей), как правило, происходило именно в те периоды, когда предложение денег в экономике было, по нашим оценкам, избыточным (рис. 5).

Денежный разрыв (в %) и превышение инфляции над предельными издержками производителей (в % к предыдущему году)

Рис. 5

Вкратце рассмотрим динамику проанализированных денежных агрегатов, чтобы понять, какую роль она играла в зарождении инфляционных процессов в экономике.

Если сопоставить темпы роста предложения денег в России с полученными монетарными разрывами (рис. 6), становится ясно, что в последнее время формированию инфляционных процессов в экономике страны способствовал не столько рост фактической денежной массы, сколько ее отклонение от своего естественного уровня. Как видно из рисунка 6, с начала 2005 г. наблюдалось ускорение темпов роста номинальной денежной массы, однако фактическое значение M2 в реальном выражении при этом оставалось близким к равновесному (оценка спроса на деньги по нашей модели) вплоть до третьего квартала 2006 г. (см. рис. 5), и денежный навес, таким образом, не оказывал существенного ускоряющего инфляционного давления на экономику. Фактором, снижающим инфляционное давление при указанных условиях, очевидно, является ускорение темпов роста потенциального уровня денежной массы, что во многом объясняется процессом дедолларизации в экономике страны. В свою очередь, ускорение роста денежной массы было в значительной степени обусловлено компенсирующим эффектом после резкого падения фактических темпов роста

стр. 74
Динамика основных денежных агрегатов (в % к предыдущему году)

Рис. 6

денежного агрегата M2 в ходе кризиса доверия в российской банковской системе в мае-августе 2004 г.

Следует обратить внимание на тот факт, что предложенная выше спецификация модели инфляции позволяет сделать вывод о структуре лаговой зависимости между денежной массой и инфляцией в российской экономике. На диаграмме ниже представлен вычисленный по модели гипотетический кумулятивный отклик потребительской инфляции в России на однопроцентный рост монетарного разрыва.

Эластичность потребительской инфляции по монетарному разрыву оценивается на уровне 0,055, причем по прошествии года повышательный эффект со стороны динамики денежной массы на инфляцию становится настолько незначительным, что им можно пренебречь (рис. 7).

Для оценки текущего влияния денежного фактора на инфляцию в России была дополнительно осуществлена симуляция модели инфляции с использованием вычисленных ранее данных о монетарном разрыве. Согласно расчетам, в 2007 г. динамика монетарного

Кумулятивный отклик потребительской инфляции на 1%-ный монетарный шок (в %)

Рис. 7

стр. 75
разрыва предопределила дополнительную потребительскую инфляцию в экономике на уровне около 2,3 процентных пунктов. Таким образом, с учетом того, что рост потребительских цен по итогам 2007 г. составил 11,9%, можно утверждать, что в современных условиях монетарный фактор составляет около 20% инфляции в российской экономике.

* * *

В данной работе мы изучили взаимосвязь денежного предложения и инфляции в экономике России на основе современной методологии в области экономико-статистического моделирования инфляционных процессов. Проведенные вычисления указывают на существование отчетливой связи между монетарным фактором в виде денежного навеса и уровнем цен в экономике. Как следствие, проблема контроля динамики денежной массы в экономике со стороны российских денежных властей в настоящее время по-прежнему представляется весьма актуальной.

Результаты оценивания модели инфляции продемонстрировали, что избыточное предложение денег ускоряет инфляцию относительно роста предельных издержек производителей. Таким образом, в предложенной в настоящем исследовании спецификации факторы спроса и предложения весьма удачно дополняют друг друга в процессе формирования инфляционных процессов в российской экономике.

Исходя из представленной выше модели инфляции, фактор предложения теоретически превалирует над фактором спроса при зарождении инфляционных процессов в России. Тем не менее, учитывая отчетливое проявление монетарного разрыва на протяжении 2007 года, необходимо подчеркнуть, что роль монетарного фактора в процессе фактически наблюдаемого роста цен в российской экономике в последнее время приобретает все большее значение.

Как представляется, описанное выше направление моделирования инфляции с практической точки зрения служит не столько для формирования максимально точных прогнозов инфляции, сколько для ответа на вопрос о степени значимости "инфляции спроса" и "инфляции предложения" для России в настоящее время. Вместе с тем наше исследование способно стать промежуточным звеном на пути построения в перспективе комплексной модели, претендующей на формирование более точной количественной оценки влияния шоков ключевых макропоказателей на инфляцию в рамках функционирования различных каналов трансмиссионного механизма в российской экономике.

Постоянный адрес данной публикации: