Статья: Макрорегулирование в интересах устойчивого развития: приоритеты для России и Узбекистана

Источник: данные Всемирного банка и национальной статистики. Проценты по кредитам частному сектору России даны в двух вариантах - 10% в среднем по экономике, 14% - для МСП (http://stolypin.institute/wp-content/uploads/2018/12/vrednye-sovety-14.12.18.pdf). Значение валового накопления основного капитала по Узбекистану 25,2% за 2016 г. Усредненные оценки по странам-ориентирам - табл. 1.

Схожие выводы можно сделать и в отношении экономики России. Если по уровню монетизации страна не существенно отстает от ориентиров (около 10 п.п.), то темпы девальвации существенно выше требуемых для устойчивого развития пороговых значений (7,5% против 3,6%). Налоговая нагрузка (по ставке НДС) также превышала вытекающий из обобщения опыта мирового развития уровень на 6-8 п.п., что усложнило развитие малого бизнеса и секторов по выпуску высокотехнологичной продукции с высокой долей добавленной стоимости. Вместе с низким уровнем накопления основного капитала (21,4% против 27-28% по ориентиру) данные факторы негативно повлияли на рост экономики, который в последние три года существенно отставал от среднемировых темпов роста (1,0-1,7% против около 3-3,5% по миру в целом).

Полученные результаты дают лишь общую картину направленности макроэкономического регулирования в Узбекистане и России с позиции необходимости перехода на траекторию устойчивого развития. Более детальное изучение этой проблемы требует оценки силы и направления воздействия различных макрорегуляторов на те или иные индикаторы роста и его устойчивости.

Среди всего многообразия этих задач одной из наиболее актуальных является задача анализа влияния регуляторов монетарной политики на индикаторы экономической и инвестиционной активности, т.к. фактор достаточности инвестиционных ресурсов является ключевым в обеспечении долгосрочного экономического роста.

Эконометрический анализ влияния уровня монетизации экономики на величину инвестиций в основной капитал, основанный на использовании однофакторной регрессии Регрессии вида: gfcf = c1 + c2*M2, где gfcf - валовые инвестиции в основной капитал (в % к ВВП), M2 - широкие деньги (в % к ВВП). Для получения несмещенных оценок параметров переменные gfcf и M2 включались в уравнение в форме своих первых разностей (т.е. gfcf - gfcf(-1) и M2 - M2(-1)), что обеспечило переход от нестационарных временных рядов этих переменных к стационарным. Фактор М2 включался в уравнение с учетом временного лага запаздывания, 1 или 2 года, например, а*М2 + (1 - а)*М2(-1)), где величина лага запаздывания и параметр а подбирались исходя из достижения наилучших значений R² (объясняющая способность уравнения в целом) и p-val (статистическая значимость коэффициента при факторе М2).

В последующем анализе использовались только те уравнения, в которых параметр c2 являлся статистически значимым (p-val < 0,1), а ошибки уравнения отвечали необходимым требованиям (отсутствие автокорреляции по квадратам остатков и гомоскедастичность, B-P-G тест).

Источником данных за 2000-2018 гг. служил информационный ресурс Всемирного банка WDI., дает неоднозначные и сложно интерпретируемые результаты. Так для России не удалось получить ни одного уравнения со статистически значимым коэффициентом c2. получить Для Узбекистана получено уравнение с c2=1,09 и лагами (0,15*M2+0.85*M2(-1)). Однако у него крайне низкая объясняющая способность (R² = 0,15), а статистическая значимость коэффициента c2 недостаточна (p-val = 0,12, т.е. > 0.1).

Еще большие вопросы вызывает результат по Турции (первая группа стран-ориентиров), где коэффициент c2 оказался значимым, но отрицательным (c2= - 0,36, R² = 0,4), т.е. рост монетизации экономики ограничивает величину инвестиционной активности, а следовательно, и экономического роста. Это сложно интерпретировать как с теоретической, так и с практической точки зрения, т.к. рост кредитно-денежной эмиссии, в основе которой, как правило, инвестиционные кредиты, положительно и тесно связан с притоком инвестиций.

В последнее время появляется все больше исследований, показывающих недостаточность использования простых однофакторных зависимостей в объяснении влияния макрорегуляторов на инвестиционную активность и экономический рост, необходимость учета других важных факторов и, прежде всего, институционального фактора. Одной из последних таких работ является публикация российских экономистов [7], где излагаются результаты исследования гипотезы нейтральности денег для долгосрочного экономического роста. В ней показано, что умеренная кредитно-денежная эмиссия может как способствовать переходу к долгосрочному устойчивому росту, так и подавлять его, вызывая рост хронической инфляции. Конечный результат определяется институциональных фактором, в качестве которого в модели использован параметр, отражающий уровень компенсации населению роста цен (индексация доходов) и доли прибыли товаропроизводителей, используемой не для инвестирования и развития, а на непроизводственные нужды, включая ее вывод за рубеж. Чем выше этот коэффициент, тем ниже качество госинститутов и наоборот.

В статье, в частности показано, что ежегодная 10% эмиссия потребительских денег может сопрягаться с 5-6% устойчивым ростом ВВП и умеренным уровнем инфляции (4-5%), если этот параметр в каждом текущем году не превышает уровень инфляции предыдущего года. В последние годы качество госинститутов в России не отвечало этому требованию. Как отмечают авторы, снижение этого параметра до требуемого уровня - нетривиальная задача, предполагающая значительное ограничение масштабов коррупции и потоков спекулятивного капитала, в т.ч. его трансграничных перемещений.

Проверка гипотезы о важности институционального фактора применительно к нашим странам проводилась путем тестирования отчетных временных рядов (2000-2018 гг.) по инвестициям gfcf и денежной массе M2 на основе уравнения вида:

gfcf = c1 + c2*M2*( gov - thr),

где gov - дополнительный фактор уравнения, определяющий качество госинститутов, а thr - его пороговое значение. Информационной ресурс Всемирного банка WDI имеет ряд таких индикаторов. В их числе - степень исполнения действующего законодательства (RoL), контроль коррупции (CoC), эффективность правительства и управления (GE).

Коэффициенты c1 и c2 в этом регрессионном уравнении оценивались эконометрически, а пороговое значение thr вводилось в уравнение исходя из задаваемого диапазона его изменения или подбиралось по критерию наилучших статистических значений уравнения в целом и статистической значимости ключевого коэффициента уравнения c2, определяющего направленность и интенсивность взаимосвязи между денежной массой и валовыми инвестициями.

В исходном виде индикаторы качества госинститутов RoL и другие определены в диапазоне от -2,5 до +2,5. Для упрощения интерпретации результатов анализа диапазон их определения смещен в область положительных оценок от 0 до +5 путем увеличения значений этих индикаторов на постоянную величину, равную +2,5. В этом случае величине «0» соответствует самая низкая оценка качества госинститутов, а «+5» - самая высокая. В такой форме параметр thr является пороговым значением для качества госинститута. Если по результатам оценки коэффициент c2 оказался значимым и положительным, то монетизация будет оказывать положительное воздействие на инвестиции только тогда, когда фактическая оценка gov больше пороговой.

Результаты тестирования этого уравнения для Турции показали, что для перехода к стимулирующей инвестиционную активность монетарной политике критически важное значение имеет требование соблюдения действующего законодательства (индикатор RoL, см. табл. 3). Если требованию к качеству госинститутов менее жесткие (пороговое значение для RoL thr < 2,5, т.е. ниже средней оценки этого индикатора), то рост денежной массы негативно влияет на инвестиционную активность (коэффициент c2 статистически значим и имеет отрицательный знак для всех thr [0; +2.0]).

Таблица 3 Пороговые значения качества госинститутов и параметры уравнений для Турции

Источник: результаты эконометрического анализа по приведенной выше схеме

Более жесткие требования к качеству госинститутов (увеличение thr) смещает значение c2 из области отрицательных в область положительных значений, начиная с пороговой оценки, равной 2,5 (точнее, с 2,3). Учитывая, что динамика RoL для Турции колебалась в отчетном периоде около средней оценки в 2,5 баллов (2,6 - средняя 2000-2010 гг., и 2,4 за 2011-2018 гг.) не удивительно, что при использовании традиционного однофакторного уравнения была получена отрицательная взаимосвязь между монетизацией и инвестициями.

Для России подбор параметра thr, а также лагов запаздывания факторов позволил определить уравнение с наилучшими статистическим характеристиками, которое имеет вид:

gfcf = -0,23 +1,4*(0,6*M2(-1) +0,4* M2(-2)) *((0,3*CoC(-1)+0.7*CoC(-2)) - 1,4),

Pval = 0.009 R² = 0.40

Как было установлено, ключевым институциональным фактором для России в обеспечении большей чувствительности инвестиций к регуляторам монетарной политики является контроль над коррупцией CoC. Пороговое значение этого индикатора составило 1,4 (по шкале от 0 до 5). Средняя оценка этого индикатора за 2000-2018 гг. (1,55) не намного превышала установленное пороговое значение, а в отдельные годы (2008,2009 г.) фактическая динамика CoC была ниже требуемого порогового уровня. Все это свидетельствует об актуальности мер по ограничению коррупции в России.

Обращает на себя внимание и то, что статистическая значимость уравнения в целом и коэффициента c2 достигается при использовании лагов в один и два года для факторов M2 и CoC при их включении в уравнение. Это свидетельствует об инерционности механизмов воздействия роста качества госинститутов и расширения денежной массы на приток инвестиций, что подчеркивает важность системного подхода в решении этой проблемы.

Аналогичный анализ может быть выполнен и по другим рассмотренным выше странам, что позволит сформулировать более конкретные рекомендации по формированию параметров экономической политики и макроэкономической среды, обеспечивающих переход к устойчивому экономическому росту.

Список литературы

1.Горда О.С. Условия и факторы обеспечения устойчивости национальной экономики к негативным внешним воздействиям // Экономические исследования и разработки. 2017. - Октябрь. - http://edrj.ru/mission.html

2.ООН / Экономический и Социальный Совет. Доклад Межучрежденческой группы экспертов по показателям достижения целей в области устойчивого развития. 19 февраля 2016 г.

3.Rosenbaum B. Making the millennium development goals sustainable // Harvard International Review. 2016. - Vol. 37, N 1. - P. 62-64.

4.Where is the wealth of nations? Measuring capital for the 21st century / The World Bank. - http://siteresources.worldbank.org/INTEEI/214578-1110886258964/20748034/All.pdf

5.The Changing Wealth of Nations Measuring Sustainable Development in the New Millennium / World Bank. 2011

6.Чепель С.В. Индикаторы и условия устойчивости развития: результаты межстрановых сопоставлений // VIII Форум экономистов Узбекистана на тему «Совершенствование мер и механизмов по укреплению макроэкономической стабильности…» / ИПМИ. - Ташкент, 2016.

7.Маевский В.И. и др. Анализ взаимосвязей между эмиссией, инфляцией и экономическим ростом с помощью модели переключающегося режима воспроизводства // Вопросы экономики. - М., 2019. - № 8.