Статистический анализ и прогнозирование инфляции на региональном уровне

Такое явление, как инфляция присуще всем экономическим системам. Принимая различные формы своего выражения, в странах с плановой экономикой она проявляется в дефиците продукции и снижении ее качества (подавленная инфляция), в странах с рыночной экономикой - в постоянном росте цен.

Согласно кейнсианской теории [1, с. 331], рост цен возникает в условиях избыточного потребительского спроста при ограниченных возможностях производителей, то есть в условиях «полной» занятости. Согласно монетаристской теории [2, с. 35], инфляция всегда и везде представляет собой денежное явление, возникающее и сопровождаемое более быстрым ростом денежной массы по сравнению с объемом производства. Обобщая две эти точки зрения, можно сделать вывод, что главным фактором инфляции является давление потребительского спроса, определяемое объемом денежной массы, и степенью превосходства денежной массы над объемами производимой на рынке продукции.

Инфляция на потребительском рынке оценивается с помощью индекса потребительских цен ( ИПЦ ). Индекс потребительских цен включает в себя рост цен на продовольственные товары, на непродовольственные товары и на платные услуги населению [3, с. 14]. Для характеристики волатильности каждой составляющей относительно сводного ИПЦ был разработан и рассчитан относительный коэффициент колеблемости, формула которого выглядит следующим образом:

К = 1 |lnИПЦ — lnС,| .^, (1) n ln ИПЦ где к - коэффициент колеблемости для одной из трех составляющих ИПЦ;

in ИПЦ, — логарифм индекса потребительских цен в момент времени t ;

in с - логарифм составляющей ИПЦ в момент времени t ; n - длина временного ряда.

Показатель характеризует долю отклонения одной из трех составляющих от ИПЦ относительно величины сводного ИПЦ в среднем по всему временному ряду. Рассчитав данный коэффициент для каждой составляющей, был определен их относительный вклад в динамику сводного ИПЦ . За период с 2002 по 2010 г. были получены следующие результаты: для роста цен на продовольственные товары к„ = 0,5126 , для роста цен на непродовольственные товары к^ = 0,5123 , для роста цен на платные услуги населению к_пр = 1,2055 ■ Из расчетов видно, что вклад роста цена на продовольственные и не продовольственные товары в общую инфляцию примерно одинаков, в то время как вклад роста цена на платные услуги более чем в два раза превышает вклады двух других составляющих. Это в первую очередь объясняется интенсивным ростом цен на услуги жКх, медицинские услуги и образование в период 2001-2006 гг.

Как уже было отмечено в начале статьи, уровень инфляции (ИПЦ) определяется совместным воздействием объема производства (ВВП) и денежной массы (М2). Исследование показало, что данная взаимосвязь характерна лишь для экономики страны в целом. Если же опуститься на регио- нальный, взаимосвязь ИПЦ с валовым региональным продуктом (ВРП) и денежной массой (М2) нарушается. Это можно объяснить тем, что любой взятый регион не может производить полный набор товаров и услуг, реализуемых в нем самостоятельно, и лишь в совокупности с другими регионами может представлять всю номенклатуру реализуемых в нем товаров и услуг. Ввиду этого при анализе инфляционных процессов ВРП теряет свои агрегирующие свойства на региональном уровне. Аналогичным образом обстоит ситуация с денежным агрегатом М2. Выступая в качестве статистически значимого фактора инфляции на уровне экономики страны, на уровне региона, он лишь транслирует наличие денежной массы, а при построении эконометрических моделей не демонстрирует сколько-нибудь значимой взаимосвязи с ИПЦ. Исходя из этого, при моделировании инфляции на региональном уровне возникает необходимость использования менее агрегированных и в то же время более репрезентативных для рынка товаров и услуг показателей.

Объем производства и денежную массу можно представить как два встречных потока, гармоничное сочетание которых является залогом ценовой стабильности. Проходя различные стадии производственного процесса, денежная масса, в конечном счете, приходит к потенциальным потребителям в виде заработной платы, а произведенные продукты на потребительский рынок в виде конкретных товаров и услуг. Принимая такое допущение, можно утверждать, что при исследовании инфляции на региональном уровне вышеупомянутые факторы ВРП и М2 целесообразнее заменить на оборот розничной торговли ( ОРТ ) и денежные расходы населения ( ДРН ). Использование данной логики в исследовании позволило заметно продвинуться при построении эконометрической модели инфляции.

Информационной базой для построения модели послужили помесячные данные территориального органа Федеральной службы государственной статистики по Республике Бурятия (Бурятстат) 2006-2010 гг. Пользуясь возможностями программы Econometric Views, была построена модель векторной авторегрессии инфляции в Республике Бурятия:

ИПЦ = 0,9498 ИПЦ_ , + 5,822ОРТ / ДРН + 0,0209 ОРТ , (2)

73,54 2,12 2,22

R ² = 0,9306 , F = 375,59 , DW = 2,17

где, ИПЦ – индекс потребительских цен, в % к соответствующему периоду предыдущего года;

ОРТ – оборот розничной торговли, в % к соответствующему периоду предыдущего года;

ОРТ / ДРН – отношение величины оборота розничной торговли, млн. руб. к величине денежных расходов населения, млн. руб., выраженное в %.

Таким образом, можно сделать выводы о том, что с увеличением оборота розничной торговли в текущем периоде, по сравнению с аналогичным периодом предыдущего года, на 1 % влечет за собой рост инфляции на 0,0209 %, а увеличение объема потребляемой продукции над расходами населения на 1 % увеличивает инфляцию на 5,822 %.

Для выполнения краткосрочного прогноза инфляции по построенной модели необходимо знать, как будет развиваться в будущем оборот розничной торговли. То есть необходимо построить модель для показателя ОРТ . Оборот розничной торговли теоретически зависит от величины и структуры расходов населения. Для количественной характеристики вышеупомянутых факторов были выбраны такие показатели, как денежные расходы населения ( ДРН ) и доля расходов на покупку товаров и оплату услуг ( Д ). Таким образом, регрессионная модель спроса приняла следующий вид:

ОРТ = -2365,74 + 0,64- ДРН + 21,73- Д

- 6,94

30,88

5,85

R2 = 0,97; F = 477,02; A = 3,3 8%; DW = 1,71

Из уравнения видно, что с увеличением денежных расходов населения на 1 млн. руб. оборот розничной торговли возрастает на 640 тыс. руб., а с увеличением доли расходов на 1 % оборот розничной торговли возрастает на 21,73 млн. руб.

Прогнозирование инфляции по полученной VAR-модели требует построения еще двух одномерных моделей для ее факторов – ДРН (денежные расходы населения) и Д (доля расходов на покупку товаров и услуг). Прогноз этих переменных будет являться так называемым начальным условием для получения прогноза инфляции ( ИПЦ ).

При проведении автокорреляционного анализа денежных расходов населения ( ДРН ) было установлено, что данный временной ряд демонстрирует тенденцию к росту ( r_v = 0,35 ) и ярко выраженные сезонные колебания ( r ₁₂ = 0,49 ) с периодичностью в 12 моментов времени. Моделирование подобных процессов зачастую производится с помощью аддитивной или мультипликативной модели декомпозиции временного ряда. Так как амплитуда сезонных колебаний с каждым годом растет, использовалась мультипликативная модель:

ДРН = (7890,15 + 137,071 - t ) - S, ._

Из модели видно, что в среднем за исследуемый период, без учета сезонности ежемесячный прирост денежных расходов населения, составил 137,071 млн. руб.

При проведении автокорреляционного анализа доли расходов на покупку товаров и оплату услуг ( Д ) было установлено, что данный временной ряд не демонстрирует сколько-нибудь значимой тенденции ( r = 0,₁₈ ), однако имеет ярко выраженные сезонные колебания ( r _i2 = 0,604 ) с периодичностью в 12 моментов времени. Моделирование данного временного ряда производилось с помощью аддитивной модели ввиду того, что амплитуда сезонных колебаний в последние годы была примерно постоянна. В результате была получена следующая модель:

Д = 69,9 - 0,039 ■ t + S_t (4)

Далее рассчитанные значения переменных ДРН и Д были использованы в модели оборота розничной торговли ( ОРТ ) и инфляции ( ИПЦ ). По результатам расчетов прогнозное значение индекса потребительских цен на конец 2011 г. составило 8,3 %.

Для оценки точности полученного прогноза был рассчитан коэффициент несоответствия Тейла. Коэффициент υ = 0, когда прогноз совпадает с реализовавшимися значениями (случай совершенного прогнозирования); υ = 1, когда процесс прогнозирования приводит к той же среднеквадратической ошибке, что и «наивная» экстраполяция неизменности приростов; υ > 1, когда прогноз дает худшие результаты, чем предположение о неизменности исследуемого явления. Выполнив соответствующие расчеты, было получено значение коэффициента Тэйла у = 0,07 . Полученное значение коэффициента близко к нулю, что говорит о высокой точности прогноза.

Ссылки: