Денежное обращение Российской Федерации

 

Для количественной оценки динамики денежной массы М2 рассчитаем абсолютные приросты, темпы роста и темпы прироста денежной массы за период 2000 - 2009 гг. (цепные и базисные) по следующим формулам:

Абсолютный прирост (цепной): = ;                                         (6)

Абсолютный прирост (базисный): = ,                                       (7)

где   - уровень сравниваемого периода;

         - уровень предшествующего периода;

           - уровень базисного периода.

Цепные и базисные абсолютные приросты представлены в табл. 9. Цепные и базисные приросты показывают прирост (сокращение) объема денежной массы по годам и  абсолютное изменение по сравнению  с 1999г.

Показатель интенсивности изменения уровня ряда, выраженный в долях единицы, называется коэффициентом роста, а в процентах – темпом роста.

Темп роста (цепной): = ,                                                            (8)

Темп роста (базисный): =                                                           

Цепные и базисные темпы роста, характеризующие интенсивность  изменения объема денежной массы  в России по годам и за весь период, исчислены в табл. 9.

Относительную оценку скорости изменения  уровня ряда в единицу времени  дают показатели темпа прироста (сокращения).

Темп прироста (цепной): = ,                                                 (9)

Темп прироста (базисный): =

Темп прироста можно  получить и из темпа роста, выраженного  в процентах, если из него вычесть 100%:

=                                                                                                (10)

Цепные и базисные темпы прироста (сокращения) объема денежной массы  исчислены в табл. 9.

При анализе динамики развития следует  также знать, какие абсолютные значения скрываются за темпами роста и прироста. Сравнение абсолютного прироста и темпа прироста за одни и те же периоды времени показывает, что при снижении (замедлении) темпов прироста абсолютный прирост не всегда уменьшается, в отдельных случаях он может возрастать. Поэтому, чтобы правильно оценить значение полученного темпа прироста, его рассматривают в сопоставлении с показателем абсолютного прироста. Результат выражают показателем, который называется абсолютным значением (содержанием) одного процента прироста и рассчитывают как отношение абсолютного прироста к темпу прироста за тот же период времени [3]:

= = = =                                                 (11)

Абсолютные значения одного процента прироста исчислены  в табл. 9. Данные показывают, что  абсолютное значение одного процента прироста объема денежной массы в  России в 2000 – 2009 гг. повышалось.

 

Таблица 9 - Показатели динамики общего объема денежной массы за 2000-2009 гг.

годы	Денежная масса  М2, в сопост ценах	Абсолютный  прирост, млрд руб.		Темп роста, %		Темп прироста, %		А, %
		б	ц	б	ц	б	ц
2000	2154,6	-	-	-	-	-	-	-
2001	2934,8	780,2	780,2	136,21%	136,21%	36,21%	36,21%	21,55
2002	3561,8	1407,2	627	165,31%	121,36%	65,31%	21,36%	29,35
2003	4209,4	2054,8	647,6	195,37%	118,18%	95,37%	18,18%	35,62
2004	5671,9	3517,3	1462,5	263,25%	134,74%	163,25%	34,74%	42,09
2005	6946,3	4791,7	1274,4	322,39%	122,47%	222,39%	22,47%	56,72
2006	8828,5	6673,9	1882,2	409,75%	127,10%	309,75%	27,10%	69,46
2007	11741,5	9586,9	2913	544,95%	133,00%	444,95%	33,00%	88,29
2008	15289,5	13134,9	3548	709,62%	130,22%	609,62%	30,22%	117,42
2009	13493,2	11338,6	-1796,3	626,25%	88,25%	526,25%	-11,75%	152,90
итого	74831,5	53285,5	11338,6	3373,10%	1111,53%	2473,10%	211,53%	613,38

 

Средний уровень  ряда характеризует обобщенную величину абсолютных уровней. Средний уровень объема денежной массы за 2000 – 2009гг. находим по формуле:

= = (млрд. руб.)                                                   (12)

Обобщающий показатель скорости изменения  уровней во времени – средний абсолютный прирост (убыль), представляющий собой обобщенную характеристику индивидуальных абсолютных приростов ряда динамики. = = = = (млрд. руб.)                               (13)

Сводной обобщающей характеристикой  интенсивности изменения уровней ряда динамики служит средний темп роста (снижения), показывающий, во сколько раз в среднем за единицу времени изменяется уровень ряда динамики.[3]

Поскольку средний темп роста представляет собой  средний коэффициент роста, выраженный в процентах ( = ), то для равностоящих рядов динамики расчеты по средней геометрической сводятся к исчислению средних коэффициентов роста:

= = =                                                             (14)

= = = =                                                      (15)

= = =                                                                     (16)

Средние темпы  прироста (сокращения) рассчитываются на основе средних темпов роста вычитанием из последних ста процентов:

= = =                                                                  (17)

Рис. 2.1.2 - Темпы прироста денежной массы за 2000 – 2009гг.

 

Проведем аналитическое  выравнивание по прямой и по параболе ряда динамики индекса потребительских цен при помощи системы нормальных уравнений для линейного и параболического тренда.

Линейный тренд:

Параболический тренд:

 

Таблица 9 - Выравнивание по прямой и по параболе ряда динамики индекса потребительских цен

Годы	хt	по линии	по параболе
2000	1,202	1,1674	1,2108
2001	1,186	1,1609	1,1751
2002	1,151	1,1544	1,1466
2003	1,12	1,1479	1,1253
2004	1,117	1,1414	1,1112
2005	1,109	1,1349	1,1043
2006	1,09	1,1284	1,1046
2007	1,119	1,1219	1,1121
2008	1,133	1,1154	1,1268
2009	1,152	1,1089	1,1487
Итого	11,379	11,3815	11,3655

 

Анализируя линейный тренд, можно сказать, что на 2000 год  средний выравненный уровень  индекса потребительских цен  был равен 1,1674 п. п., уменьшаясь с каждым годом на 0,5131 п. п.

Анализируя параболический тренд, можно сказать, что на 2000 год  средний выравненный уровень  индекса потребительских цен  был равен 1,2108 п. п., имеем нисходящую ветвь параболы, т.е. тенденцию к  уменьшению показателя индекса потребительских цен. В 2006 году происходит перелом тенденции в сторону повышения, парабола идет вверх.

На рисунке 6 изображен линейный и параболический тренд динамики величины индекса потребительских цен:

Рисунок 6 – Динамика индекса потребительских цен

 

Проведем аналитическое  выравнивание по прямой и по параболе ряда динамики сальдированного финансового  результата при помощи системы нормальных уравнений для линейного и  параболического тренда.

Линейный тренд:

Параболический тренд:

 

Таблица 9 - Выравнивание по прямой и по параболе ряда динамики сальдированного финансового результата

Годы	хt	по линии	по параболе
2000	3589,77	2440,17	2330,7604
2001	2901,34	2981,14	2944,6816
2002	2039,36	3522,11	3540,3636
2003	2871,68	4063,08	4117,8064
2004	4388,07	4604,05	4677,0100
2005	5135,61	5145,02	5217,9744
2006	8356,60	5685,99	5740,6996
2007	7884,71	6226,96	6245,1856
2008	4378,94	6767,93	6731,4324
2009	7199,48	41436,45	7199,4400
Итого	48745,56	2440,17	48745,354

 

Анализируя линейный тренд, можно сказать, что на 1999 год средний выравненный уровень сальдированного финансового результата был равен 1899,2 млрд. руб., увеличиваясь с каждым годом на 540,97 млрд. руб.

Анализируя параболический тренд, можно сказать, что на 1999 год средний выравненный уровень сальдированного финансового результата  был равен 1698,6 млрд. руб., имеем восходящую ветвь параболы, т.е. тенденцию к увеличению показателя сальдированного финансового результата.

Более пригодным для  прогнозирования является уравнение  параболы, так как величина достоверности  аппроксимации R²=0.5407 больше величины аппроксимации R²=0,5397 для линейного уравнения.

На рисунке 7 изображен линейный и параболический тренд динамики величины сальдированного финансового результата:

Рисунок 7 – Динамика сальдированного финансового результата

 

2. Построение корреляционно – регрессионной модели
1. Парная регрессия

Простейшей системой корреляционной связи является линейная связь между двумя признаками – парная линейная корреляция.

Практическое ее значение в том, что есть системы, в которых  среди всех факторов, влияющих на результативный признак, выделяется один важнейший  фактор, который в основном определяет вариацию результативного признака. Уравнение парной линейной корреляционной связи называется уравнением парной регрессии и имеет вид:

,

Где - среднее значение результативного признака при определенном значении факторного признака ;

- свободный член уравнения;

- коэффициент регрессии, измеряющий  среднее отношение отклонения  результативного признака от  его средней величины к отклонению  факторного признака от его средней величины на одну единицу его измерения.

Определим тесноту связи  между результативным признаком (денежная масса) и факторными признаками:

х1 – Индекс потребительских  цен;

х2 - Сальдированный финансовый результат (прибыль минус убыток) деятельности организаций по видам экономической деятельности;

х3 - Курс доллара США;

х4 - Задолженность по кредитам, предоставленным кредитными организациями физическим лицам (объем выданных кредитов).

Факторные признаки приведены в сопоставимый вид в [приложении 1].