Анализ факторов и моделирование инфляции на потребительском рынке в 2000-2001 гг

НАУЧНЫЕ СООБЩЕНИЯ

И. В. Поляков, К. В. Михайленко

АНАЛИЗ ФАКТОРОВ И МОДЕЛИРОВАНИЕ ИНФЛЯЦ ИИ НА ПОТРЕБИТЕЛЬСКОМ РЫНКЕ В 2000-2001 ГГ.*

Рассматриваются связи различных факторов и основных структурных компонентов индекса потребительских цен. Для периода 2000-2001 гг. построена эконометрическая модель структурной инфляции, оценены коэффициенты входящих в нее уравнений и характеристики численных процедур их получения. Определено количественное влияние динамики денежной массы, отпускных цен производителей на динамику инфляции. Делаются выводы о значительном уменьшении масштабов инфляционных процессов в связи с модификацией инфляционных механизмов.

Инфляционный механизм в российской экономике в период после кризиса 1998 г. претерпел определенные изменения. Сохранившееся неравновесное состояние экономической системы продолжало быть источником существенной инфляции. Вместе с тем усилились процессы, направленные на сглаживание диспропорций между отдельными подсистемами и компонентами.

Девальвация рубля, кризис банковской сферы и системы государственных финансов привели к резкому всплеску инфляции. Возобновление в конце 1999 г. промышленного роста, денежная политика властей, улучшение внешнеэкономической конъюнктуры и последовавшее за всем этим укрепление состояния государственных финансов сформировали в конце 1999-2001 гг. другие условия для функционирования инфляционного механизма. Устранились или сильно ослабли одни факторы инфляции и усилились другие.

Итоги 2000-2001 гг. дают основание утверждать, что произошло существенное уменьшение масштабов инфляционных процессов. Это, в свою очередь, положительно воздействовало на экономическое поведение предприятий, банков, домашних хозяйств. Качественные изменения в характере инфляционных процессов сделали вновь актуальной задачу количественного измерения инфляции.

Анализ динамики и взаимодействия факторов инфляции направлен на решение следующих задач:

- определение инфляционного механизма при значительно ослабленном влиянии затратных факторов (как оптовых цен предприятий, так и низкой динамики валютного курса);

- изучение роли спроса в условиях его значительного роста и проблемы временного запаздывания при формировании потребительских цен.

Другим обоснованием предпринятого исследования стала необходимость рассмотрения структурного механизма инфляции. Здесь под структурным представлением инфляции понимается такой ее механизм, для которого по каждому компоненту можно определить и количественно оценить свой контур взаимодействий. Необходимость структурного подхода к измерению инфляции проявляется в использовании экономических связей отдельных компонент и макроэкономических факторов. В данной постановке разрабатываемая модель должна быть адекватной целям прогнозирования и включаться отдельным блоком в большеразмерную эконометрическую модель хозяйства.

* Статья подготовлена при финансовой поддержке Российского гуманитарного научного фонда (проект № 01-02-00119).

Модель структурной инфляции на потребительском рынке. Структурная модель инфляции должна быть разработана таким образом, чтобы агрегированное из отдельных показателей соотношение давало хорошую аппроксимацию для имеющейся выборки (временного ряда помесячной инфляции и его компонент). Кроме того, в отдельных соотношениях такой структурной модели должно учитываться влияние доступного для наблюдения множества факторов на моделируемые (зависимые) компоненты инфляции. В целях упрощения в модели исключается влияние обратных связей и используются соответствующие методы получения ее параметров.

Статистической базой для оценивания параметров и характеристик соотношений является помесячная статистика потребительских цен и их компонент, оптовых цен, закупочных цен сельскохозяйственных предприятий, помесячные индексы денежной массы М2, наличной денежной массы М0, индекс роста помесячного среднего валютного курса за период январь 2000 г.-октябрь 2001 г. Кроме этого, использовались некоторые другие показатели: в одном контуре взаимосвязей моделирование выполнялось для помесячных данных за период 1996-2001 гг. (исключая 1998 г.).

В разработанной структурной модели инфляции выделены следующие взаимодействия, определяемые на макроэкономическом уровне.

Индекс инфляции определяется как мультипликативная модель индекса цен на продовольственные (исключая плодоовощную продукцию) и непродовольственные товары, индекса тарифов на платные услуги и индекса цен на плодоовощную продукцию.

Главную роль среди различных входящих в такую модель компонент играет динамика инфляции на «объединенном» рынке непродовольственных товаров и основной массы продуктов питания и алкогольной продукции. Менее существен рынок платных услуг, однако анализ динамики цен показал, что за рассматриваемый период именно этот рынок генерировал повышательную тенденцию общей инфляции. Наконец, фактор цен на плодоовощную продукцию имеет наименьшее влияние на сводный индекс инфляции. Однако в отличие от других компонентов структурной модели цены в секторе плодоовощной продукции имеют ярко выраженный периодичный характер, причем с 1996 по 2001 г., исключая резкий рывок цен в 1998 г., эта периодичность однородна.

Главными факторами инфляции на непродовольственном и продовольственном (без овощей и фруктов) рынках, в рамках общих предположений, являлись:

- со стороны затрат - динамика отпускных цен в промышленности и в сельском хозяйстве, динамика валютного курса;

- со стороны спроса - динамика М2 либо М0 (выбор определялся наилучшим корреляционным соотношением за рассматриваемый период).

Давление на рынок со стороны спроса происходило не синхронно с действием затратных факторов, а определенным образом распределялось во времени. В данном контуре инфляции потребовалось не только отразить в модели влияние факторов, но также учесть количественную оценку лага.

Тип неравновесия на рынке платных услуг носит смешанный характер. В одних секторах этого рынка тарифы еще продолжают формироваться или испытывать серьезное воздействие со стороны регулирующих и административных органов (тарифы на услуги жилищно-коммунального хозяйства, изменение цен на энергоносители, транспортные тарифы и тарифы на услуги связи). Другие секторы рынка услуг, например бытовые услуги населению, не регулируются, а «настраиваются» на спрос и затратные факторы выпуска услуг. Важнейшее значение для динамики тарифов в секторе платных услуг имела направленность экономической политики

на перенос финансовых затрат по содержанию жилищно-коммунальной сферы с сектора государственных финансов на домашние хозяйства. Осуществляемое повышение тарифов в данном секторе придает определенные импульсы общей инфляции в секторе платных услуг.

Влияние макроэкономических процессов на динамику цен на рынке плодоовощной продукции указывало на необходимость включения в общем случае фактора цен производителей на сельскохозяйственную продукцию. Помимо этого необходимо было выделить периодическую составляющую (тренд) и учесть связи с общим инфляционным фоном за предыдущий период взаимодействий (их можно представить с помощью индекса потребительских цен за предыдущий период).

Реализация предлагаемого подхода состоит в создании модели, включающей четыре соотношения - одного агрегированного для представления общей инфляции и трех соотношений, в которые компоненты первого соотношения входят в качестве моделируемых переменных. Форма связи и количественные методы получения параметров и характеристик различаются и имеют целью повышение адекватности модели реально происходящим процессам. Модель представляется в виде системы регрессионных линейных уравнений без обратных связей.

Уравнения модели

Агрегированное соотношение для инфляции на потребительском рынке:

ЬСР1

где ШСР1- логарифм помесячного сводного индекса инфляции к базисному периоду (декабрь 1999 г.); 1СР1{{ - логарифм помесячного индекса цен на непродовольственные и продовольственные (исключая плодоовощную продукцию) товары к базисному периоду (декабрь 1999 г.); 1СРГ,ег - логарифм помесячного индекса тарифов на платные услуги к базисному периоду (декабрь 1999 г.); ШСРГ‘& - логарифм помесячного индекса цен на плодоовощную продукцию к базисному периоду (декабрь 1999 г.).

Индекс цен на продовольственные (исключая плодоовощную продукцию) и непродовольственные товары:

ЬСР1{п =в ШЫ 2

где ШЫ2(-2 логарифм помесячного индекса денежного агрегата М2, взятого с лагом в два месяца; ШРР1Г( - логарифм помесячного индекса изменения цен предпри-ятий-производителей на промышленную продукцию относительно цен на рынке продовольственных (исключая плодоовощную продукцию) и непродовольственных товаров в целом; ШАР1Г - логарифм помесячного индекса изменения цен реализации на продукцию сельского хозяйства относительно цен на рынке продовольственных (исключая плодоовощную продукцию) и непродовольственных товаров в целом.

Все индексы, используемые для оценивания уравнений, рассчитаны по отношению к базисному периоду - декабрю 1999 г.

Индекс тарифов на платные услуги:

ШСРГ" = у\ЬСР1{-1 + у2 ШЕР1Г,

где ШСР1(-1 - помесячный индекс потребительских цен, взятый с лагом в один месяц; ШЕРЦ - помесячное соотношение индекса цен на электроэнергию и индекса тарифов на платные услуги.

Индексы, применяемые для оценки этой регрессии, взяты к базисному периоду (декабрь 1999 г.) и логарифмированы.

Индекс цен на плодоовощную продукцию:

АСРІ™8 = 50 + 51АСРІ,-1 + 52ТЯ,,

где АСРЦе8 - помесячный прирост индекса цен на плодоовощную продукцию; АСРІ(-1 - помесячный прирост индекса потребительских цен, взятый с лагом в один месяц; ТЯ, - временной тренд.

При включении индекса цен на плодоовощную продукцию в уравнение для сводного индекса инфляции (1) были проведены соответствующие преобразования, приводящие переменную к виду для базисного периода:

СРЦВ8 = П

і=1

Результаты количественного анализа. Разработанная структурная модель инфляции на потребительском рынке позволила получить значимые коэффициенты при объясняющих переменных и высокое значение коэффициента детерминации (0,999). Уравнение (1) оценивалось с помощью метода наименьших квадратов (МНК). Полученное в результате оценивания соотношение (1) имеет следующий вид:

ЬСРІ, = 0,772ЬСРІ{ПЇ + 0,157ЬСР1?ег + 0,059ЬСРЦе8 .

1-статистика

Я2=0,999, статистика Дарбина-Уотсона=0,83

Уравнения (2)-(4) имеют довольно простую форму и их можно оценивать методом МНК. Оценки коэффициентов и статистические характеристики использованных процедур приведены в таблице. Согласно полученным результатам, объяснение остаточной дисперсии оказалось достаточно надежным. Знаки коэффициентов и характеристики оценивания также соответствовали статистическим критериям. Лишь в уравнениях (2)-(3) осталась значительная коррелированность остатков, о чем свидетельствуют оценки статистики Дарбина-Уотсона.

Таблица

Оценки коэффициентов и характеристики оценивания структурных уравнений

Уравнение Объясняющие переменные Коэффициенты Значения ,-статистики Я2 Статистика Дарбина-Уотсона

(2) ЫМ 2, - 2 0,387 23,46

(2) ЬРРЦ 0,305 4,96 0,987 1,10

(2) ІАРЦ 0,351 3,95

(3) ІСРІ-1 ІЕРІГ 1,702 58,53

(3) 0,354 2,84 0,989 0,84

(4) Константа -0,013 -1,41

(4) АСРІ,-1 0,927 2,44 0,703 1,45

(4) Щ 0,093 9,04

Оценки коэффициентов эластичности для основных факторов инфляции составили:

М2 с лагом в два месяца 0,180

Оптовые цены предприятий 0,329

Закупочные цены сельскохозяйственных производителей 0,164

Потребительские ожидания 0,216

Согласно построенной модели структурной инфляции, влияние денежной массы М2 оказалось значительным. Предельная эластичность инфляции от индекса денежной массы М2 с лагом в два месяца составила 0,180 (см. (6) и таблицу).

Влияния факторов затрат, согласно модели, различались. Предельная эластичность инфляции от индекса закупочных цен на сельскохозяйственную продукцию, как это следует из уравнений (2), (6), находилась на уровне 0,164. Более сложным являлось оценивание предельной эластичности инфляции от оптовых цен предприятий. Поскольку в соотношение (2) входили оптовые цены предприятий, а в уравнение (3) - отдельный индекс оптовых цен на электроэнергию, влиявший и на динамику оптовых цен, то требовалось с помощью дополнительной процедуры оценить влияние общей динамики оптовых цен. Эластичность инфляции от индекса цен предприятий-производителей на промышленную продукцию составила 0,329.

В качестве дополнительного фактора в соотношении (2) использовался индекс валютного курса. Опыт оценивания показал, по крайней мере, насколько мала значимость этого фактора в данной форме уравнения, но в целом это соответствует положению об ослаблении влияния валютного курса на потребительскую инфляцию.

Дополнительным фактором, определявшим динамику инфляции в 2000-2001 гг., стали инфляционные ожидания. В качестве переменной, отражающей ожидания, рассматривался индекс потребительских цен с лагом в один месяц (ЬСРІ{-1). Максимальная эластичность инфляции от этой переменной составила 0,216.

Оценивание периодической составляющей в динамике цен на плодоовощную продукцию. Динамика цен на плодоовощную продукцию испытывала на себе сильное влияние со стороны сезонного фактора. Для его учета использовался временной тренд, состоящий из набора волн, аппроксимирующих колебания индекса внутри одного периода. Один период соответствовал одному году. В динамике индекса цен на плодоовощную продукцию было выделено три фазы, характерные для каждого периода: фаза снижения темпов роста цен (январь-июнь каждого года); фаза удешевления плодоовощной продукции (июнь-август), причем в августе, как правило, индекс достигал своего минимального значения и фаза роста индекса цен, продолжавшаяся до января следующего года.

Каждой фазе был поставлен в соответствие определенный вид периодической функции (синусоиды). Затем для каждой синусоиды была выполнена подгонка на своем интервале путем решения системы из двух уравнений с двумя неизвестными, после чего было найдено соотношение для каждой синусоиды, соответствующей отдельной фазе. В результате была получена периодическая функция ТЯ,, представленная на рисунке.

Рисунок. Фактический прирост индекса цен на плодоовощную продукцию

В качестве дополнительного фактора в уравнении, альтернативном соотношению (4), использовался также прирост индекса цен производителей сельскохозяйственной продукции. Однако опыт моделирования такого модифицированного уравнения оказался отрицательным и в окончательный вид уравнения такая переменная не была включена.

Основные выводы. Динамика отдельных компонент инфляции в 2000-2001 гг. значительно различалась, что определялось интенсивностью влияния соответствующих факторов. В то время как прирост общего индекса инфляции на потребительском рынке составил за данный период, по оценке, 43% (декабрь 2001 г. к декабрю 1999 г.), прирост индекса тарифов на платные услуги был вдвое выше и составил 84%. Индекс цен на продовольственные и непродовольственные товары (исключая плодоовощную продукцию) вырос на 38%, а цены на плодоовощную продукцию повысились на 20% по сравнению с декабрем 1999 г.

Анализ показывает, что в целом инфляция определялась динамикой своих факторов, формировавших уровни цен на рынках продовольственных и непродовольственных товаров. В то же время ускорение инфляции происходило из-за повышения тарифов в секторе услуг. Всего за данный период наибольший прирост зафиксирован в уровне тарифов на жилищно-коммунальные услуги (124%). Опережающая динамика тарифов в основном определялась ускоренным замещением расходов местных бюджетов платежами домашних хозяйств.

Модель инфляции (1)-(4) подтвердила гипотезы о сильном влиянии денежной массы М2. Расчеты, проведенные по модели, оценивают инфляцию за 2001 г. в 18,5-19%. Согласно модели, если бы прирост денежной массы не сдерживался в течение 2001 г., и вместо 43-44% составил 50-51% (октябрь 2001 г. к октябрю 2000 г.), то прирост потребительских цен исключительно за счет данного фактора составил 20,2%, что в точности соответствовало бы инфляции за 2000 г.

Одновременно с этим в модели сохранилось значительное влияние затратных факторов (соотношения (2), (3)). Происходившее в 2000-2001 гг. медленное повышение отпускных цен предприятий (прирост за период составил, по оценке, 47%) позволило «держать на якоре» инфляцию издержек. Умеренное воздействие роста оптовых цен на товары послужило определенным фактором стимулирования потребительского спроса, что несомненно отразилось на макроэкономических факторах динамики производства. Расчеты показали, что в 2001 г. инфляция могла достичь 20-22% в случае прироста инфляции издержек в 15-20%.

Последним существенным фактором, включенным в модель и относительно слабо определявшим инфляцию, были потребительские ожидания. Кроме того, значительно снизилось влияние валютного курса. Если в конце 1998-1999 гг. индекс валютного курса вносил существенный вклад в динамику индекса цен на продовольственные и непродовольственные товары, то в период с января 2000 г. по октябрь 2001 г. такая связь не подтвердилась.