Оптимальный индикатор политики инфляционного таргетирования

DOI:

При переходе в 2015 г. к политике инфляционного таргетирования Банк России в качестве целевого показателя инфляции выбрал индекс потребительских цен (далее – ИПЦ), последовав за подавляющим большинством мировых центробанков – 45 из 47 центробанков, таргетирующих инфляцию, используют именно этот индикатор. При этом в экономической литературе продолжается дискуссия по поводу наиболее оптимального индикатора ценовой динамики. В подавляющей части работ авторы увязывают оптимальность со структурой потребительской корзины, лежащей в основе расчета ценового индикатора. В частности, сторонники неокейнсианского направления обосновывают включение в потребительскую корзину исключительно товаров с жесткими ценами [Aoki, 2015; Woodford; Heenan et al., 2007; Wynne, 2008] и предлагают несколько вариантов усеченных показателей ценовой динамики, например, базовой инфляции. Другой структурный подход, напротив, обосновывает добавление в корзину товаров с наблюдаемыми населением ценами дополнительного компонента – стоимости жилищных услуг собственника жилья, которая является нерыночной (ненаблюдаемой) и требует оценки со стороны статистических органов [Goodhart, 2001; Bergevin, 2012].

К этой дискуссии подключился и Банк России, который в рамках «Обзора денежно-кредитной политики» (далее – ДКП), начатого в 2021 г., поставил перед собой задачу вновь проанализировать, является ли ИПЦ оптимальным для таргетирования показателем. С этой целью была создана рабочая группа экспертов, которая проанализировала теоретические подходы, а также международный опыт использования целевого показателя инфляции, которые затем были изложены в аналитической записке [Выбор показателя …] к докладу Банка России «Обзор денежно-кредитной политики» [Обзор денежно-кредитной политики …]. В результате Банк России пришел к выводу, что показатель ИПЦ в наибольшей степени соответствует всем критериям доверия.

В своем докладе Банк России приводит 8 таких критериев, которые эксперты в аналитической записке разбивают на две группы – фундаментальные и практические. Мы полностью согласны с точкой зрения Банка России в том, что не вызывает сомнений соответствие ИПЦ критериям практического характера, таким как:

• 1)    оперативность;

• 2)    независимость института, рассчитывающего индикатор;

• 3)    соответствие международным стандартам;

• 4)    точность расчетов, не требующая их пересмотра.

Однако, на наш взгляд, индекс потребительских цен как целевой показатель политики инфляционного таргетирования не проходит отбор по фундаментальным критериям.

Фундаментальные критерии отбора целевого показателя ДКП

В основе политики инфляционного таргетирования лежит формирование инфляцион- ных ожиданий разных групп экономических субъектов на уровне цели регулятора, что невозможно без доверия участников экономики к результатам расчетов целевого индикатора и соответственно невозможно без доверия к тому институту, функцией которого является предоставление информации о динамике целевого индикатора.

Доверие в качестве социологического феномена можно трактовать как убежденность, внутреннюю установку отдельного субъекта (сообщества) в надежности и компетентности контрагента (института) и как следствие достоверности предоставляемой им информации, что позволяет принимать решения в условиях неопределенности и риска, преодолевая собственную ограниченную рациональность.

Развертывание доверия происходит на разных уровнях, для каждого из которых могут быть выработаны критерии соответствия контрагента (института) атрибутивным качествам доверия, поэтому каждый такой критерий мы рассматриваем как инструмент отбора наиболее подходящего целевого индикатора режима инфляционного таргетирования.

Доверие основывается на открытости для доверителя процедуры и регламента работы социального института, а также простой и свободный доступ ко всей базе информации, на основе которой принимается решение. Это, с нашей точки зрения, и следует именовать критерием «прозрачность».

Содержанием критерия «прозрачность» применительно к таргетируемому центральным банком индикатору в этом случае является наличие в свободном доступе всей информации, связанной с расчетом целевого индикатора. Если оценивать ИПЦ на соответствие этому критерию, то можно констатировать, что он является абсолютно прозрачным. На портале Федеральной службы по государственной статистике (Росстат) в свободном доступе размещена полная информация, связанная с расчетом ИПЦ:

• – «Официальная статистическая методология наблюдения за потребительскими ценами на товары и услуги и расчета индексов потребительских цен»;

  – «Структура потребительских расходов населения для расчета ИПЦ по Российской

  Федерации, федеральным округам, субъектам Российской Федерации в 2025 г.»;

  – «Индексы потребительских цен и структура потребительских расходов по Российской Федерации»;

  – ряд других документов.

Следует отметить, что Росстат приводит не только методологию, но и численные значения вспомогательных показателей, использованных им при расчете уровня инфляции, что свидетельствует о транспарентности российской статистической службы и тем самым способствует формированию доверия экономических субъектов.

Критерием атрибутивного качества «достоверность» на более высоком уровне развертывания выступает понятность для доверителя инструментов и методов обработки входящей информации. Поскольку для эффективной работы трансмиссионного механизма ДКП необходима заякоренность инфляционных ожиданий всех участников экономики, включая рядовых потребителей, то критерий «понятность» в этом случае предполагает простоту. Применительно к индикатору инфляции, который регулятор использует при проведении политики инфляционного таргетирования, это означает простую и понятную для экономического обывателя методику его расчета.

Однако вряд ли можно назвать простой методологию расчета индикатора, описание которой приводится на 93 страницах. Именно такой объемный документ представляет из себя «Официальная статистическая методология наблюдения за потребительскими ценами на товары и услуги и расчета индексов потребительских цен». Вряд ли рядовому потребителю, ознакомившемуся с модифицированной формулой Ласпейреса, приведенной в этом документе и применяемой Росстатом для расчета сводного индекса цен, удастся ее понять и уж тем более на базе наблюдаемых изменений цен сделать из нее правильные выводы об уровне инфляции. Данная формула имеет следующий вид:

По нашему мнению, официальная методология расчета уровня инфляции не является такой уж прямолинейной, а потому простой и понятной, что приводит к распространению в среде разных групп участников экономики мнения о занижении Росстатом данных по инфляции. Подобного рода заявления звучали, в частности, в выступлениях участников общественного обсуждения доклада Банка России «Обзор денежно-кредитной политики» на площадке Южного главного управления Центрального банка России в мае 2023 года.

Широкая распространенность мнения о постоянно занижаемых Росстатом значениях инфляции находит свое отражение в результатах опросов, которые для мониторинга инфляционных ожиданий проводит ООО «Ин-ФОМ» по заказу Банка России.

Как видно из приведенных данных, медианные значения прямых оценок наблюдаемой населением инфляции отклоняются от фактической инфляции на протяжении всей истории проведения мониторинга, что позволяет говорить об их систематическом характере. Величина такого отклонения существенна и колеблется от 5,9 до 10,9 п. п. в абсолютном выражении и от 40 до 238 % в относительном выражении. При этом средняя величина отклонения за период с 2015 по 2024 г. составила 185 %, то есть наблюдаемая населением инфляция в среднем почти в 3 раза была выше фактической по данным Росстата.

Такой характер расхождений обусловлен, на наш взгляд, неосведомленностью участников экономической деятельности о применяемой Росстатом методике расчета ИПЦ и, как следствие, неверной интерпретации наблюдаемой динамики цен.

Неосведомленность дополняется нечеткой коммуникацией регулятора с широкой аудиторией, которая закрепляет в сознании населения неправильную трактовку. Регулятор во всех своих материалах постоянно сопрягает термины «инфляция» и «темп прироста цен отдельных (группы) товаров». Так, например, в информационно-аналитическом комментарии «Динамика потребительских цен» за апрель 2018 г. регулятор сообщает: «Основной вклад в рост инфляции... внесла динамика цен на продовольствие... Годовые темпы прироста цен на овощи «борщевого набора» возросли в марте до 15,7 % (в феврале – 8,9 %)» [Динамика ...]. Такой стиль подачи информации, которая, по сути, отождествляет эти термины, прочно закрепляет в сознании населения мысль – темп прироста цен это и есть индикатор инфляции, который регулятор с помощью процентной ставки пытается стабилизировать на уровне 4 %. И трактовать ее будут соответствующим образом – инфляция по продовольственным товарам (или овощам «борще-вого набора») составила 15,7 %.

Систематический характер расхождений между оценками населения наблюдаемой инфляции и ее фактическим значением свидетельствует также о несоответствии ИПЦ

Таблица. Отклонение прямых оценок наблюдаемой населением инфляции от фактической инфляции, 2015–2025 годы

Table. Deviation relative to the international trend estimates from the actual trend, 2015–2025

Год	Медиана наблюдаемой инфляции, средняя, %	Фактическая инфляция, средняя, %	Отклонение, п. п.	Отклонение, %
2015	25,0	15,5	9,5	61
2016	18,0	7,1	10,9	154
2017	12,3	3,7	8,6	232
2018	9,8	2,9	6,9	238
2019	9,9	4,5	5,4	120
2020	9,6	3,4	6,2	182
2021	15,1	6,7	8,4	125
2022	19,6	13,8	5,8	42
2023	14,5	5,9	8,6	146
2024	14,9	8,5	6,4	75
1 кв. 2025	16,5	10,1	6,4	63
2 кв. 2025	15,7	9,8	5,9	60
3 кв. 2025	15,3	8,3	7,0	84

Примечание . Рассчитано по: [Инфляционные ожидания …].

другому фундаментальному критерию отбора индикатора, а именно критерию релевантности.

Нерелевантность индикатора может возникать при усеченности корзины товаров, используемой при расчете индикатора. Если рассчитываемый индикатор не в полной мере отражает потребительскую корзину участников рынка, формируемые ими оценки годовой инфляции будут расходиться с оценками Росстата просто в силу различного количественного состава набора товаров. Другой причиной нерелевантности индикатора могут выступать различные веса или значимости, приписываемые участниками рынка и Росстатом каждому слагаемому средневзвешенного темпа роста цен. Как правило, у потребителей не возникает сомнений относительно полноты корзины товаров, цены на которые мониторит Росстат. Стоит отметить, что подходы к оценке значимости (веса) изменений цен отдельных товаров у Росстата и экономических агентов разнятся. И различие это возникает по концептуальным причинам. Экономический обыватель приписывает темпам роста цены каждого товара одинаковый вес равный 1/ n , где n – количество товаров в потребительской корзине, исходя из известной ему еще со школьной скамьи формулы расчета средней цены. Совершенно другой подход применяет Росстат: весовыми коэффициентами выступают доли расходов на приобретение каждого товара потребительской корзины, которые различны в силу разной цены и разной интенсивности потребностей. В результате экономические субъекты формирует представление о среднем индексе цен, в то время как статистические агентства рассчитывают средний индекс цен покупки. Может сложиться впечатление, что данный тезис представляет собой жонглирование терминами. Ведь цена товара это и есть цена, по которой товар продается и покупается, а термин «цена товара» эквивалентен термину «цена покупки товара». Однако в действительности это не пустая игра словами. За различными терминами хоть и скрывается единая методика, но объект ее приложения различен. А это в свою очередь приводит к различным численным оценкам и требует использования разных терминов.

Полагаем, что данный тезис нуждается в развернутом обосновании, поскольку позво- ляет определить возможный путь решения проблемы несоответствия индекса потребительских цен фундаментальным критериям отбора целевого показателя политики инфляционного таргетирования.

Средний индекс цен vs средний индекс цен покупки

На первом этапе предположим, что приобретается одинаковый товар X в разных n торговых точках по отличным друг от друга ценам P1, P2, …, Pn в количествах Q1, Q2, …, Qn соответственно. Средняя цена товара X в торговых точках (P) определяется следующим образом:

P = P + P 2 + ... + P n n

При этом средняя цена покупки товара X в n торговых точках ( P _П) определяется формулой

P = P * Q i + P 2 * Q 2 + ... + P n * Q n

^П          Q 1 ^{+ Q} 2 ⁺ ... ^{+ Q}n

За кажущейся на первый взгляд игрой словами стоят разные подходы к вычислению осредняемой величины. Тем не менее отличие подходов заключается не в методике. И в первом, и во втором случаях используется единая методика – методика расчета средней взвешенной, алгоритм расчета которой состоит в суммировании всех численных значений признака, взвешенных частостью соответствующего численного значения. При этом под частостью (или весами) понимается доля замеров, в которых признак принимал соответствующее численное значение.

Представим формулу (1) так, чтобы была видна ее связь с алгоритмом расчета средневзвешенной цены. Для этого выделим в ней осредняемый признак и веса и получим

P = 1 x P 1 + 1 x P 2 + ... + ¹ x P n . (4) nn n

P1 и P2 – численные значения осредняе-мого признака. Множители, стоящие перед значением признака, действительно будут представлять собой веса в том случае, если каждый замер признака производится в одной торговой точке. В этом случае общее количество замеров цены товара X равно n, а количество замеров, в которых цена приняла значение P1, равно 1, как и количество замеров, в которых цена приняла каждое значение оставшегося ряда P2, P3, …, Pn. Тогда множитель равный действительно отражает час-n тость соответствующего численного значения признака, а следовательно, средняя цена товара X рассчитывается в соответствии с алгоритмом средней взвешенной.

Теперь представим формулу (2) так, чтобы была видна и ее связь с алгоритмом средневзвешенной:

P„ = P----Q-----+P----Q2+

^{П 1} Q i + Q 2 + ... + Q n      Q i + Q 2 + ... + Q n

Qn(5)

....

Q + Q 2 + ... + Q n

Дробные множители, стоящие в каждом слагаемом, действительно отражают частость соответствующего численного значения признака в том случае, когда замер производится при покупке каждой минимальной физической единицы товара. В таком случае количество, приобретенного товара в каждой торговой точке Q ₁, Q ₂, …, Q_n будет отражать количество замеров, в которых признак принял соответствующее численное значение P ₁ , P ₂, …, P_n ._.А их сумма Q ₁ + Q ₂ + … + Q_n , стоящая в знаменателе каждого множителя, отражает общее количество замеров. Следовательно, средняя цена покупки товара X рассчитывается также в соответствии с алгоритмом средней взвешенной.

Итак, и средняя цена товара, и средняя цена покупки товара определяются по методике расчета средневзвешенной арифметической. Различие, как было продемонстрировано выше, состоит в единице объекта, признак которого осредняется. Во втором случае объектом выступает минимальная физическая единица объекта (товара). В первом же случае такой единицей выступает вся товарная масса, находящаяся в торговой точке. Обратим внимание на то, что получаемые значения осредненного признака в каждом из приведенных случаев будут разными, несмотря на единую методику расчета, поскольку носителем осредняемого признака являются разные объекты.

Очевидно, что при расчете инфляции нас интересует именно второй случай, поэтому для корзины покупателя, состоящей не из одного товара, приобретенного в разных магазинах, а для корзины, состоящей из X ₁, X ₂, … , X_n товаров, удовлетворяющих всю совокупность потребностей покупателя и приобретаемых в количествах Q ₁, Q ₂, … , Q_n , а также с учетом, того, что нас интересуют не цены, а изменение цен, то есть осредняемым признаком является индекс цен I ₁ , I ₂, … , I_n , расчет средневзвешенного индекса цен покупки товаров производится следующим образом:

I = I,-----Q-----+ L-----Q+

• ¹    Q i + Q 2 + -+ Q_n   ² Q i + Q 2 + -+ Q n

Qn(6)

... I

' Q i + Q 2 +...+ Q n

Обозначим веса через w . Тогда формула расчета среднего индекса цены выглядит как

I = 1 1 X W 1 + 1 ₂ x w ₂ + ... + I i X w_n =

= Z n = i I ' X W n .

В многопериодной экономике, в которой только и могут быть рассчитаны индексы цен, значения всех показателей привязаны к определенному моменту (периоду) времени. Таким образом, и доли приобретаемых товаров, используемые в качестве весов, должны относиться к определенному периоду – базисному или расчетному. В связи с этим и возникает «разветвление» методики расчета среднего индекса цен покупки. Одно из «ответвлений», получившее название методики Ласпейреса, предполагает использование в качестве весов – доли расходов в базисном периоде.

I = 1 1 x W 0 + 1 ₂ X w 0 + ... + I. X W 0 = = У M X w 0 ,

' = 1 ' I

где w _i ⁰ – доля приобретаемого i -го товара в базисном периоде.

Обосновывая простоту и понятность для широкой общественности ИПЦ, авторы аналитической записки к докладу Банка России указывают на «прямолинейность методологии» [Выбор показателя … , с. 6] индекса цен Ласпейреса, используемого в качестве показателя инфляции, однако приводят при этом индекс стоимостных агрегатов – «стоимости фиксированного набора товаров, приобретаемого населением для непроизводственного потребления в текущем и базисном периодах» [Выбор показателя … , с. 10], имеющего вид

П-P ¹ х Q ,0

I а = ^ '      ■ * 100 %       <9>

Л I n . ' P х Q i               ¹⁹

Действительно, индекс любого показателя, будь то заработная плата, выпуск продукции или стоимость набора товаров прост, понятен и отличается «прямолинейной методологией», состоящей в сопоставлении численных значений показателя в текущем и базисном периодах. Кроме того, индекс стоимости набора товаров и средний индекс цен представляют концептуально разные показатели динамики, что наглядно видно из приведенной выше логической конструкции вывода среднего индекса цен покупки набора товаров. Хотя при определенных обстоятельствах значения этих индексов могут оказаться равными.

Эти обстоятельства возникают при решении проблемы несоизмеримости товаров, индекс цен которых осредняется, что делает невозможным расчет весов и, как следствие, самого среднего индекса цен покупки. Эта проблема разрешается путем перевода физических единиц товаров в общую единицу измерения – денежную – с помощью цен соответствующих товаров. В этом случае средней индекс цены покупки рассчитывается как

T     P ⁰ х Qi     ,     P ° х Q₂¹

I = I. х =-1—^1—- + 1, х =-2—²—- +

• ¹    I П = 1 P ⁰ х Q i   ² I П = 1 P ⁰ х Q i

_{+ I} x    P’ Q                (10)

• ^--- n I П = 1 P ⁰ х Q i ^-

• Изменение алгоритма расчета весов происходит вследствие замены используемой единицы объекта, признаваемой носителем осредняемого признака – вместо физической единицы товара таковой становится стоимостная единица.

Действительно I₁, I₂ , …, I_n – численные значения осредняемого признака – индекса цены покупки товара. Множители, сопровождающие численное значение признака, отражают долю расходов на приобретение каждого товара. Стоящая в знаменателе общая сумма расходов I ” = ' P i ⁰ х Q ⁰ отражает общее количество замеров в том случае, если каждый замер производится при расходовании каждой денежной единицы. При такой организации наблюдения стоящая в числителях сумма рас- 0   00   0     0   0

^ходов на товар P ^{х Q} i , ^P 2 ^{х Q} 2 , •••, ^P n ^{х Q} n отражает число замеров, в которых признак принял значение I ₁, I ₂, …, I_n . В целом для всей корзины можно обобщенно сказать – каждый замер мониторит изменение цен, с которым сталкивается каждая денежная единица расходов.

Нетрудно заметить, что преобразованная формула расчета среднего индекса цен покупки со стоимостной единицей объекта идентична формуле расчета индекса стоимости потребительской корзины.

Pl х Qi0    ,    p1 х q»+

• = I n = 1 P ° х Q i I "1 P ° х Q i

• ₊ P ' Q I P' ^ Q _f ⁽¹¹⁾ - I "1 P °х Q i ’I "1 P °х Q i = ^cn ,

где I – средний индекс цен покупки; I_cn – индекс стоимости набора товаров.

Приведенные пояснения свидетельствуют о том, что за терминами «средний индекс цен» и «средний индекс покупки» стоят разные объекты, являющиеся носителями осред-няемого признака. Если в первом случае объектом выступает видовая единица товара потребительской корзины, то во втором случае – стоимостная единица товара в базисном периоде. Первый подход характерен для экономического обывателя (к сожалению, порой его придерживаются и некоторые эксперты), второй подход используют статистические агентства. Это, в свою очередь, ведет к приписыванию участниками экономики и статистической службой различных значимостей осредняемому признаку – темпу роста цены на товар, и в конечном итоге – к разным оценкам наблюдаемого уровня инфляции. В резуль- тате участники экономики, принимая решения о потреблении, сбережениях и инвестициях, ведя переговоры о заработной плате и составляя бизнес-планы, фактически систематически закладывают иную меру, отличную от той, которую предоставляет Росстат, что свидетельствует о нерелевантности ИПЦ для подавляющей части экономических агентов.

Таким образом, предоставляемая статистической службой информация об уровне инфляции отвечает лишь первому из трех фундаментальных критериев соответствия атрибутивным качествам доверия (достоверности): прозрачность процедур и регламента; понятность (простота) алгоритмов обработки входящей информации; релевантность исходящей информации, что формирует к ней низкий уровень доверия у экономических субъектов.

Налет скепсиса, который несет на себе публикуемая статистической службой информация о результатах замеров инфляции, транслируется на ДКП Центрального банка, препятствуя эффективному функционированию трансмиссионного механизма.

Альтернативный целевой показатель ДКП

Как следует из представленного анализа, в качестве таргетируемого индикатора инфляции необходим показатель, имеющий «прямолинейную методологию», показатель, который прост и понятен для широкой общественности, включая рядовых потребителей.

Таким показателем, мы считаем, является индекс стоимости (расходов) корзины товаров. Методология его расчета прямолинейна и состоит в сопоставлении численных значений стоимости корзины товаров в текущем и базисном периодах. Концептуально она отличается от методологии расчета среднего индекса цен покупки товаров, но при определенных обстоятельствах их значения совпадают.

Эти обстоятельства вытекают из приведенных выше пояснений. Средний индекс цен покупки отражает индекс стоимости корзины товаров в том случае, если:

• 1)    носителем осредняемого признака выступает каждая денежная единица расходов на приобретение потребительской корзины товаров;

• 2)    в качестве периода совершения расходов берется базисный период.

Статистические агентства рассчитывают средний индекс цен покупки именно для указанного случая. Следовательно, существует реальная возможность, не меняя применяемую в настоящее время методику, привести таргетируемый регулятором индикатор в соответствие со вторым и третьим фундаментальными критериями отбора.

Необходимо сказать, что такой же индикатор – ценовой индекс расходов на личное потребление (Personal consumption expenditures price index, далее – PCE) – использует в своей практике Федеральная резервная система США, которая хотя официально и не придерживается политики инфляционного таргетирования, тем не менее устанавливает цели по инфляции. Хотя расчет PCE имеет свои методологические особенности, он играет важную роль в заякоривании инфляционных ожиданий, нацеливая резидентов США на верную оценку влияния на уровень их благосостояния наблюдаемых изменений цен в экономике.

Заключение

Исходя из вышеизложенного, Банку России целесообразно, на наш взгляд, внести изменения в политику инфляционного таргетирования в части целевого индикатора – от ИПЦ перейти к индикатору «(Ценовой) индекс расходов на стандартную потребительскую корзину товаров (услуг)» (далее – ЦИР). Включение слова «ценовой» в название индикатора будет указывать на связь изменения расходов с изменением цен.

Закрепленная статьей 75 Конституции Российской Федерации основная функция Центрального Банка, состоящая в защите и обеспечении устойчивости рубля, конкретизируется регулятором в настоящее время задачей по обеспечению ценовой стабильности. В связи с изменением целевого индикатора дополнительной задачей Банка России станет обеспечение стабильности стоимости стандартной потребительской корзины товаров, что приведет к изменениям в устной и письменной коммуникации Банка России. Регулятору потребуется перейти от отождествления инфляции с ценами к сопряжению инфляции с расходами на корзину товаров, постоянно уточняя, что изменение расходов обусловлено изменением цен.

В перечне показателей, рассчитываемых Федеральной службой по государственной статистике, вместо индикатора «ИПЦ» должен появиться «ЦИР». Это не потребует от Росстата разработки новой методики и сбора дополнительных данных, поскольку, как указывалось выше, численные значения ИПЦ и

ЦИР совпадают именно для того случая, для которого в настоящее время рассчитывается ИПЦ.

Использование индекса расходов на стандартную корзину товаров изменит нарратив экономической политики регулятора, позволит связать ее со стабильностью расходов (а не цен), что ближе и понятнее широкой общественности.