Прогноз основных макроэкономических показателей Российской Федерации до 2020 года

Размещено на http://www.allbest.ru/

Прогноз основных макроэкономических показателей РФ до 2020 года

Разработка среднесрочного и долгосрочного прогноза основных макроэкономических показателей для РФ в настоящее время существенно усложняется ввиду достигнутой высокой степени интегрированности российской экономики в мировые финансовые и экономические структуры и существенной вероятности углубления кризиса экономики США в 2008-2010 гг., что повлечет за собой рецессию всей мировой экономической системы и неизбежно затронет Россию. Основной содержательный мотив разрабатываемого прогноза состоит в том, что период благоприятной внешнеэкономической конъюнктуры для России остался позади в 2007 году и в среднесрочной перспективе следует ожидать углубления структурных диспропорций мировой экономической системы, которые приведут к глубокой и продолжительной рецессии мировой экономики, падению спроса на сырьевой российский экспорт (нефть, газ, металлы), оттоку капитала из России и, как результат, замедлению темпов роста российского ВВП и промышленного производства на фоне стабильно высоких темпов инфляции (10-11% в год).

По нашим оценкам, кризис мировой экономической системы достигнет апогея в 2012 году, за которым последует либо полный коллапс существующих мировых финансовых институтов (и тогда инерционный экономический прогноз для России становится бессмысленным), либо постепенное восстановление экономики США, Европы, Китая и России. В период 2016-2020 гг. в рамках инерционного сценария произойдет переход на инновационную модель развития российской экономики, что повлечет за собой ускорение темпов экономического роста и снижение инфляции.

Помимо внешних условий макроэкономического прогноза, существуют внутренние, сугубо российские факторы экономического развития, которые будут оказывать влияние на динамику основных макроэкономических показателей как в среднесрочной, так и в долгосрочной перспективе. Начнем с анализа экономических итогов 2007 года, в которых, как в зеркале, отразились все основные проблемы и тренды развития российской экономики. В 2007 году продолжился рост мировых цен на российскую нефть (Urals), которые вплотную приблизились к отметке 100 долл. за баррель. В этих условиях рост реального ВВП на 8.1% в 2007 году представляется вполне реалистичной оценкой. Вместе с тем оценка годового индекса промышленного производства 106.3%, рассчитанная Росстатом, является существенно завышенной. Дело в том, что Росстат использует досчеты на неформальную деятельность при оценке индекса промышленного производства. Этим объясняется столь высокое значение индекса обрабатывающего производства (109.3%), выданное Росстатом. Оно явно противоречит годовому индексу производства и распределения электроэнергии, газа и воды (99.8%), который гораздо точнее отражает подлинное состояние дел в российской промышленности. Динамика помесячных индексов промышленного производства в 2006-2007 годах, опубликованная Росстатом в феврале 2008 года, выявляет тенденцию стагнации базовых темпов промышленного производства на уровне 102-103% (база - декабрь 2006 года).

В целом, рост мировых цен на нефть, газ и металлы приводит к огромному притоку долларов в страну и резкому укреплению рубля относительно доллара. Это влечет за собой ухудшение условий для экспорта и резкий рост импорта. Именно таким образом развивались события в 2007 году: Номинальный курс рубля к доллару укрепился на 6.8%, прирост реального экспорта составил 3.8%, прирост реального импорта 23.3%. В стоимостном выражении экспорт вырос на 15.4%, импорт - на 36.7%. Опережающий рост импорта в сравнении с динамикой производства на внутренний рынок является одной из главных структурных диспропорций российской экономики.

Вместе с тем приток нефтедолларов в страну приводит к опережающему росту денежной массы в сравнении с темпом экономического роста. Следствием этого является опережающий рост заработной платы в сравнении с производительностью труда, приводящий к росту оборота розничной торговли. В 2007 году индекс оборота розничной торговли составил 115.2% в годовом выражении, а разрыв между темпами роста реальной заработной платы и производительности труда вырос до 10.6 процентных пунктов против 6.3 п.п. в 2006 году.

В рамках прогноза предполагается, что спекулятивный рост мировых цен на нефть (по оценкам доля спекулятивной составляющей в мировой цене нефти составляет 30-40%) замедлится в 2008-2010 гг. ввиду замедления темпов роста экономики США и надвигающейся рецессии всей мировой экономики. Если среднегодовая цена на нефть Urals в 2007 году составила 69.7 долларов за баррель (с учетом скачка этих цен во второй половине 2007 года), то в 2008-2010 гг. ожидается выход этих цен в среднем на уровень 80 долларов за баррель. Реальный эффективный обменный курс рубля, выросший на 4.2% в 2007 году, сохранит тенденцию к росту: в среднем за период 2008-2010 гг. рост реального эффективного курса рубля составит 4-5% в годовом выражении.

В 2011 году мировая экономика вступит в период затяжной рецессии, что повлечет за собой падение мировых цен на нефть до уровня 50-60 долларов за баррель. Обострится также кризис на рынке продовольствия, а цены на базовые продукты питания могут вырасти на 50-100%. Это повлечет за собой уменьшение мирового спроса на сырьевой российский экспорт и замедление темпов экономического роста в России до 4-5% в годовом выражении. Тенденция укрепления рубля в номинальном и реальном выражении, наметившаяся в 2001-2008 гг., будет переломлена к 2011 году: по прогнозам, реальный эффективный курс рубля начнет снижаться темпами 5.5% в год в период 2011-2015 гг.

Инфляционный прогноз в среднесрочной перспективе не дает оснований для ожиданий снижения темпов инфляции на потребительском рынке и в промышленности. В период 2008-2010 гг. будут действовать несколько факторов, препятствующих устойчивому снижению темпов инфляции: во-первых, сохранение высокого уровня мировых и экспортных цен на российскую нефть, во-вторых, проектируемые высокие темпы роста тарифов и цен естественных монополий, в-третьих, опережающий рост мировых цен на базовые продукты питания. Возможности борьбы с высокими темпами инфляции посредством укрепления рубля и протекционистской политики весьма ограничены.

В период 2011-2015 гг. следует ожидать разнонаправленных тенденций в динамике цен на потребительском рынке и в промышленности. Индекс потребительских цен в этот период составит 112-113%, что обусловлено началом девальвации рубля в номинальном и реальном выражении в эти годы, мировым кризисом на рынке продовольствия и вынужденными болезненными реформами российского аграрного сектора. В промышленности темп инфляции начнет снижаться до 107-108% в год ввиду падения мировых цен на нефть.

Снижение темпов инфляции на потребительском рынке и в промышленности до уровня 105-106% в год будет достигнуто только в 2016-2020 гг. вследствие перевода российской экономики на инновационную модель развития, ускорения экономического роста, диверсификации экономики и опережающего развития наукоемких отраслей.

В таблице 1 приведен прогноз основных макроэкономических показателей для РФ, базирующийся на эконометрической модели, приведенной ниже, и включающий показатели среднесрочного (2008-2010 гг.) и долгосрочного прогноза (2010-2020 гг.).

Таблица 1. Прогноз основных макропоказателей РФ до 2020 года

Показатель	2007	2008-2010 (в год)	2011-2015 (в год)	2016-2020 (в год)
Индекс ВВП (%)	108.1	107	105	106
Индекс инвестиций в основной капитал (%)	121.1	114	104	110
Индекс промышленного производства (%)	106.3	103	101	108
Индекс добывающего производства (%)	101.9	102	101	108
Индекс обрабатывающего производства (%)	109.3	104	102	109
Индекс производства и распределения э/э, газа и воды (%)	99.8	101	101	107
Индекс оборота розничной торговли (%)	115.2	112	107	108
Индекс сельскохозяйственного производства (%)	103.3	102	103	106
Грузооборот транспорта (%)	102.2	103	102	105
Экспорт, реальный рост в %	3.8	2.3	-1.5	3.0
Импорт, реальный рост в %	23.5	31	7.0	5.0
Экспорт, темп роста (млрд. долл), %	115.4	112.3	88.7	107
Импорт, темп роста (млрд. долл), %	136.7	125	105	104
Реальная заработная плата (%)	116.2	111	105	107
Реальные доходы населения (%)	110.4	104	103	106
Индекс потребительских цен (%)	111.9	110	113	105
Индекс цен производителей (%)промышленных товаров	125.1	118	107	106
Реальный эффективный обменный курс рубля, темп прироста, %	4.2	4-5	-4.5	2.5
Мировая цена на российскую нефть (Urals), средняя за год, долл./барр.	69.7	80	60-70	50
Индекс тарифов естественных монополий (%)	117	117	107	104

В рамках прогноза предполагается сохранение высокого уровня мировых цен на нефть Urals (60-80 долл. за баррель), завершение структурных реформ российской электроэнергетики в 2008-2010 гг. К числу основных макроэкономических факторов, которые будут оказывать влияние на темпы экономического роста в России, следует отнести: экспортные цены на основные статьи российского экспорта (нефть, газ, металлы), реальный эффективный обменный курс рубля, тарифы естественных монополий, индекс опережения роста заработной платы в сравнении с производительностью труда.

Сделаем несколько замечаний о методологии разработки прогноза. Вначале выявляются основные факторы, влияющие на динамику важнейших экономических индикаторов в России: индекса ВВП, промышленного производства, экспорта, импорта, темпа инфляции и т.д. Далее разрабатывается эконометрическая модель, позволяющая оценить долгосрочные коэффициенты эластичности для каждого из этих индикаторов по основным влияющим факторам. На последней стадии разрабатывается согласованный прогноз для выбранной системы индикаторов на основе выбранного сценария долгосрочной эволюции влияющих факторов.

Исходная информация

Для эконометрического исследования были использованы официальные данные о важнейших макроэкономических индикаторах в России за 1995-2007 годы. Пересчет в систему статистических показателей ОКВЭД проводился по методикам Росстата.

Из аналитической модели российской экономики (см. Айвазян, Бродский (2006), Бродский (2006)) следует, что в качестве основных факторов, влияющих на динамику важнейших макроэкономических индикаторов в России 1994-2007 годов, следует выбрать:

· woil - контрактные цены на российскую нефть

· rmon=pcel/pcum, pcum=pcum(-1)CPI/100, pcel=pcel(-1)PEL/100 - дефлированный индекс цен и тарифов на продукцию естественных монополий (в модели PEL - индекс цен на электроэнергию, газ и воду)

· eeur=Euro/E - отношение курса евро к доллару

· ratio=(Wage/pcum)/(GDP/empl) - индекс опережающего роста заработной платы в сравнении с производительностью труда,

где GDP - индекс реального ВВП,

Wage - средняя номинальная заработная плата,

pcum - уровень цен (базовый индекс инфляции),

empl - уровень занятости (процент занятых в численности экономически активного населения.

· rer - реальный эффективный обменный курс рубля

Сделаем несколько комментариев к приведенным ниже графикам этих переменных. Бурный рост экспортных цен на российскую нефть (woil) в 2003-2008 гг. приводит к укреплению рубля в номинальном и реальном выражении (lrer=log(rer)), а также к росту отношения курса евро к доллару (eeur). Посткризисный рост в России характеризуется постепенным увеличением показателя rmon вследствие структурных реформ в электроэнергетике, а также опережающим ростом заработной платы по отношению к производительности труда (ratio).

Рис.1.



Рис.2.

Рис.3.



Рис.4

Рис.5. lrer=log(rer)

ВВП

Исследование факторов, определяющих динамику реального ВВП в России, представляет собой существенный экономический интерес. Из аналитической модели следует, что к фундаментальным факторам, определяющим долгосрочные и среднесрочные тренды в динамике реального ВВП, следует отнести:

· Мировые и экспортные цены на российскую нефть

· Индекс инвестиций в основной капитал

· Факторы налоговой политики

· Факторы тарифной политики в отраслях естественных монополий

Помимо вышеперечисленных, можно назвать множество других макроэкономических факторов, также оказывающих существенное влияние на динамику реального ВВП, в частности, реальный обменный курс рубля. Нетрудно понять, однако, что эти дополнительные факторы являются производными и зависимыми от отмеченных факторов мировой конъюнктуры, инвестиционной, налоговой и тарифной политики. В частности, динамика реального обменного курса рубля тесно связана с динамикой мировых цен на российскую нефть. Поэтому с целью исключения эффекта мультиколлинеарности при эконометрическом моделировании в спецификацию модели были включены только следующие факторы:

woil - контрактная экспортная цена на российскую нефть;

rmon - дефлированный (на базисный индекс потребительских цен) индекс цен на электроэнергию, газ и воду;

Inv - индекс инвестиций в основной капитал;

s2001p2 - дамми-переменная, отражающая долгосрочный эффект изменений налоговой политики во 2-м кв. 2001 г.

С использованием квартальных данных 1995(1)-2007(4) получена следующая коинтеграционная зависимость для индекса реального ВВП (GDP) (t-статистики для регрессионных коэффициентов - внизу в скобках):

log(GDP)=2.715+0.1902 log(woil)-0.0813 log(rmon)+0.2054 log(Inv(-4))+0.1159 s2001p2,

(23.69) (9.16) (-2.45) (7.41) (5.47)

Рис.6. Индекс реального ВВП (lgdp=log(GDP)) и его расчет по модели (Flgdp)

Показатели качества этой зависимости: R2=0.93, DW=1.90. Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности. Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности индекса реального ВВП по фактору экспортных цен на нефть составляет +0.19; по фактору дефлированных тарифов на электроэнергию:

-0.08; по фактору реальных инвестиций в основной капитал: +0.2; по фактору налоговой политики: 0.11.

Для оценки влияния реального эффективного курса рубля на темпы роста ВВП коинтеграционная зависимость была расширена до модели коррекции регрессионных остатков. При этом в спецификацию эконометрической модели следует включить реальный эффективный курс рубля к иностранным валютам, который более точно отражает макроэкономический эффект данного фактора. Далее в расчетах использован индекс реального эффективного курса российского рубля к иностранным валютам (1995 г. =100%), rer, рассчитываемый как взвешенное среднее геометрическое индексов реальных обменных курсов рубля к валютам стран - основных торговых партнеров России. Точная методика расчета этого показателя приведена в работе Balassa (1964).

Модель коррекции регрессионными остатками, полученная на интервале данных 1995(3)-2007(4), имеет вид (в скобках - t-статистики для коэффициентов):

Dlog(GDP)=-0.053+0.547 Dlog(GDP(-2))-0.201 Rlog(GDP(-1))-0.132 Dlog(rer(-1))+

(-4.69) (3.93) (-2.07) (-2.58)

-0.132 Seas+0.132 Seas(-1) +0.246 Seas(-2),

(-7.16) (7.55) (9.83)

Показатели качества этой модели: R2=0.94, критерий Бройша-Годфри на автокорреляцию остатков высокого порядка: AR 1-4F(4,39)=2.48 - подтверждают ее приемлемое качество.



Рис.7

На Рис.7 приведены графики ряда регрессионных остатков (Residual), коррелограмма этого ряда (Correlogram), а также эмпирическая оценка плотности ряда остатков.

Из этих результатов следует, что рост реального эффективного курса рубля влечет за собой снижение темпов роста ВВП: эластичность реального ВВП по данному фактору составляет величину -0.132.

Полученные результаты позволяют нам критически осмыслить тезис о “снижении зависимости темпов экономического роста в России от мировых цен на нефть”, который регулярно озвучивают многие российские политики. В действительности, если воспользоваться общепринятыми в мировой практике критериями оценки этой зависимости, то из полученных результатов следует, что в настоящее время темп экономического роста в России определяется динамикой экспортных цен на сырую нефть на 75%, причем этот показатель действительно снизился с 85% в 2002 году и 80% в 2004 году. Однако уровень зависимости российской экономики от мировых цен на нефть все еще весьма высок.

Разработанная эконометрическая модель позволяет прогнозировать постепенное снижение темпов роста реального ВВП с 7-8% в 2007-2008 гг. до 5-6% в 2015-2020 гг. в рамках инерционного сценария вследствие укрепления рубля в реальном выражении и замедления темпов роста инвестиций в основной капитал.

Инвестиции

Как видно из полученной выше коинтеграционной зависимости для показателя реального ВВП, одним из главных факторов экономического роста в российской экономике является реальный объем инвестиций в основной капитал. Поэтому исследование факторов, предопределяющих динамику инвестиций, представляет собой существенный экономический интерес. Период 1992-2002 гг. характеризовался крайне неблагоприятным инвестиционным климатом в России: подавляющее большинство предприятий были лишены банковского инвестиционного кредита и поэтому были вынуждены использовать собственные финансовые средства для осуществления инвестиционных программ. В 2003-2007 гг. ситуация стала понемногу выправляться: реальные объемы привлеченных инвестиций в нефинансовый сектор растут как следствие благоприятной макроэкономической конъюнктуры. В 2006 г. произошло знаменательное событие: приток капитала в Россию впервые превысил его отток из России. Впрочем, за первые 2 месяца 2008 года отток капитала из России превысил 20 млрд. долл. В 1998 году аналогичный по размерам отток капитала вызвал крупнейший финансовый кризис в России. Эти факты свидетельствуют о существенной волатильности потоков капитала в России и зависимости их от мировой финансовой конъюнктуры.

Эти наблюдения подводят нас к мысли о том, что основными макроэкономическим факторами, определяющими динамику показателя реальных объемов инвестиций в основной капитал, являются реальный ВВП и реальный отток(приток) капитала. С использованием квартальных данных за период 1994(1)-2007(2) была получена следующая коинтеграционная зависимость (в скобках - t-статистики для коэффициентов):

log(Inv)=-1.8773+1.3703 log(GDP)-0.0206 log(routcap),

(-2.68) (9.31) (-2.57)

где

Inv -индекс реального объема инвестиций в основной капитал;

routcap - реальный отток(приток) капитала из России, определяемый по формуле routcap=outcap*E/pcum, outcap - отток(приток) капитала (млн.долл.)

E - номинальный обменный курс доллара (руб/долл.)

pcum - базовый индекс инфляции на потребительском рынке.

Интегральные показатели этой зависимости: R2=0.698, DW=2.25. Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности. Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности индекса реального объема инвестиций в основной капитал по фактору реального ВВП составляет 137%, по фактору реального оттока капитала -2%.



Рис.8 Индекс инвестиций в основной капитал (linv=log(Inv)) и его расчет по модели (Flinv)

Столь высокий коэффициент эластичности инвестиций по фактору реального ВВП (137%) наводит на множество размышлений. В период 1990-х годов спад реального ВВП в России порождал опережающее сокращение объемов реальных инвестиций в основной капитал. В 2003-2007 гг. экономический рост также порождал опережающее увеличение реальных объемов инвестиций в основной капитал. Этот мультипликативный эффект объясняется фактором “положительной обратной связи”: спад агрегированного выпуска лишает инвесторов прибыли от инвестиционных проектов, что приводит к сокращению реальных объемов инвестиций в основной капитал и углублению экономического спада. Напротив, экономический рост стимулирует инвесторов к кредитованию и реализации инвестиционных проектов, что вызывает опережающий рост реальных объемов инвестиций и дальнейшее увеличение агрегированного выпуска.

Помимо факторов агрегированного выпуска и оттока(притока) капитала, на динамику инвестиций оказывает влияние реальный обменный курс рубля: укрепление рубля повышает степень доверия инвесторов к перспективам экономического роста и вызывает увеличение реальных объемов инвестиций. Для учета фактора реального обменного курса полученная выше коинтеграционная модель была расширена до модели коррекции остатками (выборка 1994(3)-2007(2), в скобках - t-статистики):

Dlog(Inv)=-0.0557-0.3822 Dlog(Inv(-1))-0.3418 Rlog(Inv(-1))+0.2376 Dlog(rer)

(-0.61) (-2.82) (-3.43) (2.12)

-0.4347 Seas+0.3517 Seas(-2)+0.3338 Seas(-3)

(-3.46) (2.85) (2.75)

Интегральные показатели этой зависимости: R2=0.977, AR 1-4F(4,42)=2.50 свидетельствуют о ее приемлемом качестве. Таким образом, краткосрочная эластичность показателя реального объема инвестиций в основной капитал по фактору реального обменного курса рубля составляет 23%. Этот результат, в целом, подтверждает гипотезу о положительной зависимости между реальными объемами инвестиций и реальным обменным курсом рубля.

В целом, полученная эконометрическая модель позволяет прогнозировать снижение темпов роста реальных объемов инвестиций в основной капитал с 9% в 2007-2010 гг. до 5-6% в 2015-2020 гг. вследствие замедления темпов экономического роста в России в рамках инерционного сценария.

Промышленное производство

Из дезагрегированной макромодели российской экономики (Айвазян, Бродский (2006)) следует, что факторы мировых цен на экспортные ресурсы, тарифов естественных монополий, инвестиционной и налоговой политики можно рассматривать как фундаментальные, т.е. определяющие устойчивые среднесрочные тренды развития российской экономики, тогда как факторы политики реального обменного курса более тесно связаны с краткосрочной динамикой основных макроиндикаторов. Поэтому при построении эконометрических моделей фундаментальные факторы были включены в спецификацию т.н. “долгосрочной” коинтеграции, а фактор реального курса рубля - в спецификацию модели коррекции регрессионных остатков.

Полученная коинтеграционная зависимость по квартальным данным за период 1995(1)-2007(4) имеет следующий вид (в скобках - t-статистика для коэффициента):

log(Ind)= 3.196 + 0.1756 log(woil) - 0.0955 log (rmon) + 0.1103 log(Inv(-4)) + (16.73) (5.08) (-2.71) (2.38)

0.0896s2001p2,

где

Ind - базисный индекс физического объема производства в промышленности

woil - контрактная экспортная цена на российскую нефть;

rmon - дефлированный (на базисный индекс потребительских цен) индекс тарифов на электроэнергию для конечных потребителей;

Inv - индекс инвестиций в основной капитал;

s2001p2 - дамми-переменная, отражающая долгосрочный эффект изменений налоговой политики во 2-м кв. 2001 г.

Статистические показатели качества этой зависимости: R2=0.79; DW=1.55.

Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности.

Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности индекса промышленного производства по фактору экспортных цен на нефть составляет +0.17; по фактору дефлированных тарифов на электроэнергию: -0.10; по фактору реальных инвестиций в основной капитал: +0.11; по фактору налоговой политики: 0.09.

Рис.9 Индекс промышленного производства (lind=log(Ind)) и его расчет по модели (Flind)

Влияние фактора реального обменного курса на динамику промышленного производства в России является, бесспорно, значимым. Этот фактор не был включен в долгосрочную коинтеграцию по простой причине: динамика реального обменного курса формируется в значительной степени под влиянием экспортных цен на нефть и приходится исключить его во избежание эффекта мультиколлинеарности.

Вместе с тем укрепление рубля в реальном выражении оказывает весьма ощутимый макроэкономический эффект: темпы роста промышленного производства в 2005 году снизились вдвое по сравнению с 2004 годом, несмотря на беспрецедентный рост цен на нефть. Чтобы эконометрически точно рассчитать этот эффект, необходимо расширить построенную коинтеграционную зависимость до модели коррекции регрессионных остатков. Эта модель, построенная для показателя темпов роста промышленного производства за период 1995(2)-2007(4), имеет вид (в скобках - t-статистика для коэффициента):

Dlog(Ind) = 0.0519 + 0.250 Dlog(Ind(-1)) - 0.2214 Rlog(Ind(-1)) + 0.1235 Dlog(er(-1)) -

(2.83) (2.09) (-2.88) (2.14)

0.108 Seas - 0.125 Seas(-1) + 0.056 Seas(-3),

(-3.01) (-5.48) (2.29)

где

D - оператор последовательных разностей прологарифмированного динамического ряда, т.е. фактически перехода к темпу изменения соответствующего показателя;

R - обозначение ряда регрессионных остатков;

er - реальный обменный курс доллара;

Seas - сезонная дамми-переменная.

Показатели качества этой модели: R2=0.87, критерий Бройша-Годфри на автокорреляцию остатков высокого порядка: AR 1-3F(3,35)=1.82 - подтверждают ее приемлемое качество.

Проведенный эконометрический анализ позволяет сделать следующие выводы:

· Долгосрочная эластичность базового индекса физического объема промышленного производства по фактору экспортных цен на нефть составляет 0.175;

· Чистый эффект влияния реального обменного курса на темпы промышленного производства, измеренный показателем краткосрочной эластичности по данному фактору, составляет -0.126. Отсюда следует, что укрепление рубля в реальном выражении на 1% приводит к снижению темпов промышленного производства (в реальном выражении) на 0.12%.

Полученные результаты, на первый взгляд, могут показаться несколько странными и противоречащими мощному пропагандистскому “накату” об экономическом “чуде” в России: ведь промышленный рост в первой половине 2007 года был на уровне 6-8% (г/г) вкупе с реальным укреплением рубля. Однако детальный анализ ситуации подтверждает выводы модели. Дело в том, что в 2006 году наблюдался значительный рост реальных объемов инвестиций в основной капитал в России. Именно этот фактор, обусловленный целенаправленной государственной политикой, и вызвал существенный промышленный рост в первой половине 2007 г. Однако фактор реального укрепления рубля продолжал оказывать существенное негативное влияние на темпы промышленного роста.

Проведенный анализ факторов, определяющих динамику промышленного роста в России, позволяет сделать прогноз о снижении темпов роста промышленного производства до 3-4 % годовых в 2015-2020 гг. в рамках инерционного сценария.

Добывающий сектор промышленности

макропоказатель индекс инвестиция капитал

Из аналитической макромодели, приведенной выше, следует, что к основным факторам, определяющим динамику выпуска в секторе “Добыча”, относятся: мировые и экспортные цены на основные статьи российского экспорта (нефть, газ, металлы), факторы налоговой и инвестиционной политики. Эти выводы подтверждаются результатами эконометрического исследования.

Полученная коинтеграционная зависимость по квартальным данным за период 1995(1)-2007(2) имеет следующий вид (в скобках - t-статистика для коэффициента):

log(Indext)=3.3009+0.068 log(woil)+0.079 1log(wNi)+0.1605 s2001p2+0.0605 log(Inv(-1))

(2.92) (3.67) (10.49) (3.02)

где

Indext - базисный индекс физического объема производства в добывающей промышленности

woil - контрактная экспортная цена на российскую нефть;

wNi - контрактная экспортная цена на российский никель;

Inv - индекс инвестиций в основной капитал;

s2001p2 - дамми-переменная, отражающая долгосрочный эффект изменений налоговой политики во 2-м кв. 2001 г.

Интегральные показатели качества этой зависимости: R2=0.95, DW=0.728.

Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности.

Рис10. Индекс добывающего производства (lindext=log(Indext)) и его расчет по модели (Flindext)

Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности индекса добывающего промышленного производства по фактору экспортных цен на нефть составляет 6%; по фактору экспортных цен на никель 8%; по фактору реальных инвестиций в основной капитал: 6%; по фактору налоговой политики: 16%.

Для учета влияния фактора реального обменного курса, а также сезонных факторов на динамику выпуска в обрабатывающем секторе построенная коинтеграционная зависимость была расширена до модели коррекции регрессионными остатками:

Dlog(Indext)=-0.0091+0.2327Dlog(Indext(-1))-0.070Rlog(Indext(-1))+0.031Dlog(er(-1))

(1.90) (-2.13) (2.45)

+0.0392Seas(-2)+0.0239Seas(-3)

(6.69) (4.19)

Интегральные показатели этой зависимости: R2=0.59, критерий Бройша-Годфри AR1-4F( 4,39)=3.35 [0.0189] - свидетельствуют о ее приемлемом качестве.

Отсюда можно сделать вывод о том, что укрепление рубля в реальном выражении оказывает значимый негативный эффект на динамику выпуска в секторе “Добыча” (эластичность -3%).

Обрабатывающий сектор промышленности

Динамика производства в секторе “Обработка”, как следует из аналитической модели, определяется факторами: мировых и контрактных цен на российский экспорт, факторами налоговой и инвестиционной политики, а также дефлированным индексом тарифов на продукцию естественных монополий. Коинтеграционная модель для базисного индекса производства в секторе “Обработка”, полученная по квартальным данным за период 1996(1)-2007(2), имеет вид:

log(Indpro)=2.973+0.232 log(woil)-0.136 log(rmon)+0.132 s2001p2+0.076 log(Inv(-1))

(11.28) (-4.43) (6.61) (2.94)

Интегральные показатели качества этой зависимости: R2=0.95, DW=1.89.

Рис.11. Индекс обрабатывающего производства (lindpro=log(Indpro)) и его расчет по модели (Flindpro)

Для исследования характера влияния фактора реального обменного курса на динамику выпуска в секторе “Обработка”, а также для учета влияния сезонных факторов на динамику выпуска полученная коинтеграционная зависимость была расширена до модели коррекции регрессионными остатками:

Dlog(Indpro)=-0.018-0.598 Rlog(Indpro(-1))-0.170 Dlog(er)+0.053Seas(-2)+0.055Seas(-3)

(-3.96) (-2.20) (2.94) (3.23)

R2=0.57, DW=1.96.

Основной вывод из полученной модели: укрепление рубля в реальном выражении оказывает значимый положительный эффект на динамику выпуска в секторе “Обработка” (эластичность +17%). В этом - существенное различие добывающего и обрабатывающего секторов российской промышленности.

Построенные эконометрические модели позволяют прогнозировать снижение темпов производства в добывающих отраслях до 1.5-2% годовых к 2015-2020 гг. в рамках инерционного сценария. В обрабатывающей промышленности темпы роста будут несколько выше: 2-3% годовых в 2015-2020 гг.

Розничная торговля

Динамика индекса оборота розничной торговли является одним из главных показателей, характеризующих конечный потребительский спрос. Поэтому при эконометрическом исследовании влияния реального обменного курса на макроэкономические индикаторы обнаруживается положительное влияние ревальвации рубля на динамику оборота розничной торговли.

Полученная коинтеграционная зависимость по квартальным данным за период 1995(1)-2007(4) имеет следующий вид (в скобках - t-статистика для коэффициента):

log(Retail)= -0.330 + 0.177 log(woil)+0.645 log(ratio) +0.284 log(Inv(-4))-0.258 log(rmon)

(-0.67) (5.65) (5.66) (7.90) (-3.56)

+ 0.046 s2001p2,

(2.04)

Статистические показатели качества этой зависимости: R2=0.95; DW=1.28

Здесь ratio - фактор опережающего роста заработной платы по сравнению с производительностью труда, рассчитанный как:

ratio=(Wage/pcum)/(GDP/empl),

где GDP - индекс реального ВВП,

Wage - средняя номинальная заработная плата,

pcum - уровень цен (базовый индекс инфляции),

empl - уровень занятости (процент занятых в численности экономически активного населения).

В формуле для показателя ratio числитель Wage/pcum представляет собой реальную заработную плату, а знаменатель GDP/empl является макроэкономическим индикатором уровня производительности труда в экономике.

Проверка ряда регрессионных остатков полученной зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-МакКиннона подтвердила гипотезу стационарности.

Рис.12. Индекс оборота розничной торговли (lretail=log(Retail)) и его расчет по модели (Flretail)

Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности индекса оборота розничной торговли по фактору экспортных цен на нефть составляет +0.18; по фактору реальных инвестиций в основной капитал: +0.28; по фактору дефлированных тарифов на электроэнергию: -0.25; по фактору налоговой политики: 0.05; по фактору опережающего роста заработной платы: +0.64.

Из приведенной модели следует, что основными факторами, обеспечившими бурный рост оборота розничной торговли в России в 2005-2007 гг., были рост цен на нефть и опережающий рост заработной платы по сравнению с производительностью труда.

Чтобы рассчитать эффект укрепления рубля в реальном выражении на динамику оборота розничной торговли, необходимо расширить построенную коинтеграционную зависимость до модели коррекции регрессионных остатков. Эта модель, построенная для показателя темпов роста оборота розничной торговли за период 1995(2)-2007(4), имеет вид (в скобках - t-статистика для коэффициента ):

Dlog(Retail) = 0.039 - 0.1275 Rlog(Retail(-1)) + 0.0767 Dlwoil(-1) + 0.1228 Dlog(rer) -

(7.32) (-2.80) (2.35) (2.32)

0.153 Seas + 0.0463 Seas(-3),

(-15.50) (4.81)

где

D - оператор взятия последовательных разностей прологарифмированного динамического ряда, т.е. фактически перехода к темпу изменения соответствующего показателя;

R - обозначение ряда регрессионных остатков;

rer - реальный эффективный обменный курс рубля.

Показатели качества этой модели: R2=0.89, критерий Дарбина-Уотсона DW=2.06 - подтверждают ее приемлемое качество.

Проведенный эконометрический анализ позволяет сделать следующие выводы: чистый эффект влияния реального обменного курса рубля на оборот розничной торговли, измеренный показателем краткосрочной эластичности по данному фактору, составляет +0.12. Отсюда следует, что укрепление рубля в реальном выражении на 1% приводит к росту темпов оборота розничной торговли (в реальном выражении) на 0.12%.

Сельское хозяйство

Полученная эконометрическая зависимость по квартальным данным за период 1995(1)-2007(2) имеет вид (в скобках - t-статистики):

log(Agro)=3.8546+0.0872 log(rer)+0.0904 log(Inv(-4))+0.0584 s2001p2-0.1736 i1998p3

(2.07) (3.49) (3.22) (-3.37)

-0.3819 Seas +0.5505 Seas(-2)

(-12.58) (17.66)

Интегральные показатели качества этой зависимости: R2=0.69, DW=1.93.

Таким образом, можно выделить следующие основные факторы, влияющие на динамику сельскохозяйственного производства в России:

· Сезонные факторы: паттерн сезонности в динамике сельскохозяйственного производства статистически устойчив: в первом квартале наблюдается резкое снижение выпуска продукции, тогда как в третьем квартале - резкий рост выпуска.

· Реальный обменный курс рубля: укрепление рубля в реальном выражении на 1% приводит к росту индекса сельскохозяйственного производства на 0.08%.

· Инвестиции в основной капитал: эластичность сельскохозяйственного выпуска по фактору инвестиций в основной капитал составляет 9%.

· Фактор налоговой политики: эластичность выпуска по налоговым факторам составляет 6%.

Строительство

Полученная коинтеграционная зависимость по квартальным данным за период 1999(1)-2007(2) имеет следующий вид (в скобках -t-статистика для коэффициента):

log(Constr)=-0.2002-0.7988 log(rmon)+1.1413 log(rinc)

(-2.45) (7.95)

Интегральные показатели этой зависимости: R2=0.82, DW=1.90.

Проверка ряда регрессионных остатков полученной зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-МакКиннона подтвердила гипотезу стационарности.



Рис.13. Индекс объема строительных работ (lconstr=log(Constr)) и его расчет по модели (Flconstr)

Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности индекса реального объема строительного производства по фактору реальных доходов населения составляет +1.14; по фактору фактору дефлированных тарифов на электроэнергию: -0.79. Столь высокие значения абсолютных величин эластичностей объясняются особенностями строительной отрасли в России: в 1994-2007 гг. многие строительные фирмы работали “с колес”: при росте реальных доходов населения возрастает количество заказов на строительные работы и, следовательно, опережающими темпами растет реальный объем строительного производства. При опережающем росте дефлированных тарифов на электроэнергию резко возрастают издержки строительных компаний, что влечет за собой сокращение объемов строительства.

Помимо отмеченных фундаментальных факторов, определяющих устойчивые тренды в динамике строительного производства, существует устойчивый сезонный паттерн в динамике выпуска. Для учета этих краткосрочных факторов полученная коинтеграционная зависимость была расширена до модели коррекции регрессионными остатками:

Dlog(Constr) = 0.1132 - 0.4757 Dlog(Constr(-1)) - 0.3638Rlog(Constr(-1)) -

(-5.19) (-2.47)

- 0.5251 Seas + 0.2306 Seas(-2)

(-22.39) (5.61)

Интегральные показатели качества этой зависимости: R2=0.98; критерий Бройша-Годфри на автокорреляции остатков высокого порядка AR1-4F(4,23) =0.94806 [0.4543] - свидетельствуют о ее приемлемом качестве.

Экспорт

Эконометрическое моделирование основных показателей российской внешней торговли имеет существенное значение для выработки экономической политики в России. Основная трудность состоит в отсутствии интервалов стационарности эконометрических временных рядов, участвующих в зависимостях для объемов экспорта и импорта. Поэтому для расчета эконометрических моделей экспорта и импорта была использована коинтеграционная процедура, включающая этап построения долгосрочной коинтеграции, описывающей устойчивые тренды в динамике экспорта и импорта, и этап построения модели коррекции регрессионными остатками, позволяющей учесть краткосрочные факторы, влияющие на динамику экспорта и импорта.

В качестве зависимой переменной в модели экспорта был выбран показатель “Объем экспорта товаров и услуг (млрд. долл.)” (Export), публикуемый Росстатом. Использовалась выборка квартальных данных за период 1994(1)-2007(4). В качестве объясняющих переменных использовались контрактные цены на основные экспортируемые товары (нефть, газ, черные и цветные металлы, лес, удобрения), а также фактор, связанный с налоговой политикой. При этом во избежание эффекта мультиколлинеарности в итоговой зависимости были сохранены лишь факторы, задающие устойчивые тренды в динамике всех остальных предикторов, а именно: контрактные цены на нефть и никель, налоговая дамми-переменная.

Полученная коинтеграционная зависимость (в скобках - t-статистики для коэффициентов) имеет вид:

log(Export) = -2.1759 + 0.5995 log(woil) + 0.2700 log(W_Ni) + 0.1494 s2001p2,

(-6.52) (8.25) (4.40) (3.06)

где W_Ni - экспортная цена на никель.

Показатели качества этой зависимости R2=0.95, DW=0.85. Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности.

Рис.14. Экспорт (lexp=log(Export)) и его расчет по модели (Flexp)

Таким образом, эластичность российского экспорта по фактору экспортных цен на нефть составляет 59%, а по фактору экспортных цен на никель: +27%. Следует задуматься при этом, что только сверхдоходы от высоких экспортных цен на нефть поступают в

Стабилизационный фонд. Что происходит с сверхдоходами от высоких экспортных цен на металлы? Этих “наивных” вопросов в России не слышно, их просто предпочитают не задавать.

Для учета влияния краткосрочных факторов на динамику экспорта построенная модель была расширена до модели коррекции регрессионными остатками за период 1994(2)-2007(4) (в скобках - t-статистики для коэффициентов):

Dlog(Export)=0.0713 - 0.2372 Rlog(Export(-1)) + 0.4191Dlog(woil) - 0.1494 Seas -0.049 Seas(-2)

(6.68) (-3.50) (7.28) (-7.59) (-2.78)

Интегральные показатели этой зависимости: R2=0.78, DW=1.91 - свидетельствуют о ее хорошем качестве.

Импорт

Характерной чертой российской макроэкономической ситуации 2001-2007 годов является опережающий рост импорта в сравнении с динамикой российского производства. Поэтому исследование факторов, предопределяющих столь бурную динамику роста импорта товаров и услуг, имеет существенное значение для понимания особенностей российской модели экономического развития.

В качестве основных макроэкономических факторов, формирующих долгосрочные тренды в динамике импорта, целесообразно выбрать реальный обменный курс рубля (rer) и отношение евро-доллар (Eur/E). В теоретических моделях внешней торговли обычно добавляют сюда фактор агрегированного выпуска (возможно, в предыдущий период), однако для российской экономики динамика агрегированного выпуска тесно связана с мировыми ценами на нефть и, как следствие, с обменным курсом доллара. Поэтому во избежание эффекта мультиколлинеарности далее в коинтеграционной модели мы ограничились факторами rer и Eur/E .

В качестве зависимой переменной в модели импорта был выбран показатель “Объем импорта товаров и услуг (млрд. долл.)” (Import), публикуемый Росстатом. Использовалась выборка квартальных данных за период 1994(1)-2007(4). Полученная коинтеграционная зависимость имеет вид (внизу в скобках - t-статистики для коэффициентов):

log(Import) = -5.697 + 1.8098 log(rer) + 1.1203 log(Eur/E)

(-8.77) (12.93) (5.78)

Интегральные показатели качества этой модели: R2=0.95, DW=1.43. Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности.

Обращает на себя внимание чрезвычайно высокая эластичность импорта по фактору реального обменного курса рубля (+181%). Это означает, что укрепление рубля в реальном выражении на 1% приводит к росту импорта на 1.8%. Также существенна положительная эластичность импорта по отношению курсов евро и доллара (121%).

Рис.15. Импорт (limp=log(Import)) и его расчет по модели (Flimp)

С целью учета краткосрочной динамики импорта полученная коинтеграционная зависимость была обобщена до модели коррекции регрессионными остатками на интервале 1999(2)-2007(4) (в скобках - t-статистики для коэффициентов):

Dlog(Import) = 0.0467 -0.1887 Rlog(Import(-1)) -0.1965 Seas +0.0906 Seas(-1) +0.1171 Seas(-3)

(2.83) (-2.23) (-8.24) (3.78) (5.03)

Интегральные показатели качества этой модели: R2=0.90, DW=2.03 - свидетельствуют о ее приемлемом качестве.

Заработная плата

Одной из наиболее характерных тенденций в развитии российской экономики 2001-2007 годов является опережающий рост заработной платы в сравнении с производительностью труда. Поэтому исследование факторов, определяющих подобную динамику средней ставки заработной платы в России, представляет существенный экономический интерес.

Из теоретических моделей российской экономики (см. Айвазян, Бродский, 2006; Бродский, 2006) следует, что динамика заработной платы в российской экономике определяется наиболее существенными факторами макроэкономической конъюнктуры такими, как экспортная цена на российскую нефть, реальный обменный курс рубля, налоговая политика в области заработной платы. Как отмечалось выше, динамика реального обменного курса рубля оказывается тесно связанной с динамикой экспортных цен на нефть. Отсюда следует, что в эконометрическую модель для реальной заработной платы следует включить только один из этих факторов. Вместе с тем именно фактор реального обменного курса рубля является предопределяющим в динамике процессов социальной дифференциации в России (см. Бродский, 2003) и, как следствие, в динамике средней ставки заработной платы, наблюдавшейся в 2001-2007 годы. Поэтому в качестве основных факторов, формирующих среднесрочные тренды в динамике заработной платы в России были выбраны: реальный обменный курс рубля (rer) и налоговая дамми-переменная (s2001p2), отражающая влияние Нового налогового кодекса (2001-2002) на ставку заработной платы. Полученная коинтеграционная зависимость имеет вид (внизу в скобках - t-статистики для коэффициентов):

log(rwage) = 0.0385 + 0.9483 log(rer) + 0.3121 s2001p2

(0.10) (11.63) (9.77)

где rwage=Wage/pcum - реальная заработная плата, Wage - средняя ставка заработной платы (тыс. руб.).

Интегральные характеристики этой модели: R2=0.90, DW=1.03. Проверка ряда регрессионных остатков этой зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-Маккиннона подтвердила гипотезу стационарности.

Отметим высокую положительную эластичность реальной заработной платы по фактору реального обменного курса рубля (95%). Это означает, что укрепление рубля в реальном выражении на 1% приводит к возрастанию реальной заработной платы на 0.95%. Этот результат, по сути, объясняет опережающий феномен опережающего роста реальной заработной платы в сравнении с производительностью труда в 2001-2007 годы.

Рис.16. Реальная заработная плата (lrwage=log(rwage) и ее расчет по модели (Flrwage)

Для учета в модели сезонных факторов, а также краткосрочной динамики реального обменного курса полученная коинтеграционная модель была расширена до модели коррекции регрессионными остатками (1995(2)-2007(2), внизу в скобках - t-статистики для коэффициентов):

Dlog(rwage) = 0.0632 - 0.0854 Rlog(rwage(-1)) + 0.2728 Dlog(rer)

(10.46) (-2.65) (4.25)

- 0.1362 Seas - 0.0252 Seas(-2) - 0.3371 i1998p3

(-12.60) (-2.35) (-10.25)

Интегральные показатели этой зависимости: R2=0.89, DW=1.91 - свидетельствуют о ее приемлемом качестве. Полученные результаты позволяют утверждать, что финансовый кризис 1998 года оказал существенный негативный эффект на динамику реальной заработной платы.

Доходы населения

В модели исследуется динамика реальных располагаемых среднедушевых доходов населения: rinc=Income/pcum. Полученная коинтеграционная зависимость по квартальным данным за период 1995(1)-2007(2) имеет следующий вид (в скобках -t-статистика для коэффициента):

log(rinc) = 0.5978 + 0.8188 log(rer) + 0.2878 s2001p2

(7.61) (6.83)

Интегральные показатели этой зависимости: R2=0.81, DW=1.38.

Проверка ряда регрессионных остатков полученной зависимости на стационарность с использованием теста Дэвидсона-МакКиннона подтвердила гипотезу стационарности.

Рис.17. Реальные доходы населения (lrinc=log(rinc)) и их расчет по модели (Flrinc)

Таким образом, долгосрочный коэффициент эластичности реальных доходов населения по фактору реального обменного курса рубля составляет 81%; по фактору налоговой нагрузки: 29%. Положительная зависимость реальных доходов населения от реального обменного курса рубля объясняется влиянием целой совокупности факторов: во-первых, укрепление рубля прямо связано с улучшением макроэкономической конъюнктуры вследствие роста мировых цен на нефть, во-вторых, реальное укрепление рубля приводит к снижению уровня социальной дифференциации по доходам и к росту среднедушевых доходов населения.

Для учета влияния краткосрочных факторов на динамику реальных доходов населения построенная модель была расширена до модели коррекции регрессионными остатками (1995(2)-2007(2)):

Dlog(rinc)=0.0369 - 0.0880 Rlog(rinc(-1)) -0.2118 Seas+0.0683 Seas(-1)+0.0873 Seas(-3)-

(-2.40) (-10.54) (3.41) (4.46)

-0.3540 i1998p3

(-7.04)

Показатели качества этой зависимости: R2=0.89, DW=2.37.

Доходы консолидированного бюджета

Эконометрическое исследование факторов, оказывающих влияние на динамику доходов государственного бюджета, представляет существенный интерес для разработки экономической политики в России. С использованием квартальных данных за период 1994(1)-2007(2) по доходам консолидированного бюджета в России была построена следующая коинтеграционная модель для показателя реальных доходов консолидированного бюджета: rincons=Incons/pcum, где Incons - номинальные поквартальные доходы консолидированного бюджета, pcum - базисный индекс потребительских цен:

log(rincons) = -0.0114 + 0.5833 log(woil) + 0.1846 s2001p2 + 0.3519 log(rmon)

(8.15) (2.44) (3.20)

Интегральные показатели этой зависимости: R2=0.80, DW=2.16.

Весьма неожиданной в этой коинтеграционной зависимости является высокая положительная эластичность реальных доходов бюджета по фактору дефлированных тарифов естественных монополий (rmon). Это объясняется, однако, довольно просто: естественные монополии в России являются одними из главных налогоплательщиков, поэтому опережающий рост тарифов естественных монополий до определенной степени (пока не начнется значительное сокращение объемов производства в секторе “Обработка”) способствует росту реальных доходов бюджета.

Другой примечательной характеристикой построенной коинтеграционной модели является существенная положительная эластичность реальных доходов бюджета по фактору экспортных цен на российскую нефть (58%). Это позволяет, вопреки досужим спекуляциям “о сокращении зависимости российской экономики от мировой конъюнктуры на сырьевых рынках”, дать оценку существенной степени зависимости бюджетных доходов в России от экспортных цен на нефть (приблизительно 60%).

Рис. 18. Реальные доходы консолидированного бюджета (lrincons=log(rincons)) и их расчет по модели (Flrincons)

Для оценки влияния реального обменного курса рубля на динамику бюджетных доходов, а также для учета сезонных факторов в этой динамике, построенная зависимость была расширена до модели коррекции регрессионными остатками:

Dlog(rincons) = 0.050 - 0.922 Rlog(rincons(-1)) - 0.778 Dlog(er) - 0.257 Seas

(-6.10) (-3.67) (4.54)

Интегральные показатели этой зависимости: R2=0.76, DW=2.07 - свидетельствуют о ее хорошем качестве. Обращает на себя внимание существенная краткосрочная положительная эластичность реальных бюджетных доходов по фактору реального укрепления рубля (+78%). Другой любопытный элемент построенной модели: коэффициент при факторе остатков коинтеграционной зависимости (Rlog(rincons(-1)) оказался по модулю весьма близким к единице. Это означает, что динамика реальных бюджетных доходов быстро выходит на траекторию среднесрочного тренда, описываемого коинтеграционной моделью.

Доходы федерального бюджета

Полученные выводы подтверждаются результатами эконометрического исследования динамики реальных доходов федерального бюджета. С использованием квартальных данных за период 1994(1)-2007(2) по доходам федерального бюджета в России была построена следующая коинтеграционная модель для показателя реальных доходов федерального бюджета: rinfed=Infed/pcum, где Infed - номинальные поквартальные доходы федерального бюджета, pcum - базисный индекс потребительских цен:

log(rinfed) = -0.9611 + 0.6395 log(woil) + 0.3473 s2001p2 + 0.2445 log(rmon)

(8.98) (4.62) (2.23)

Интегральные показатели этой зависимости: R2=0.87, DW=2.06.

Эластичность реальных доходов федерального бюджета по фактору экспортных цен на нефть оказалась еще выше (64%). Зависимость реальных доходов федерального бюджета от фактора дефлированных тарифов на продукцию естественных монополий также положительна и статистически значима (эластичность 24%).

Рис.19. Реальные доходы федерального бюджета (lrinfed=log(rinfed)) и их расчет по модели (Flrinfed)