Статистическое измерение и оценка инфляционных процессов в Российской Федерации

Основную роль в воздействии на ключевые макроэкономические показатели при инфляционном таргетировании играют рыночные процентные ставки. Посредством применения собственного комплекса мер денежно-кредитной политики центральный банк добивается необходимой реакции рыночных процентных ставок и регулирует инфляцию в экономике.

В целом начиная с 2001 г. потребительская инфляция в России значительно стабилизировалась. Во многом указанное обстоятельство было продиктовано благоприятной динамикой валютного курса, вызванной ростом цен на энергоносители. Однако принимаемые Банком России меры по сдерживанию темпов укрепления национальной валюты посредством валютных интервенций предполагали изменение валютных резервов вследствие регулирования денежного предложения, что являлось при этом источником монетарных инфляционных рисков.

Избыточная денежная масса в российской экономике, таким образом, зачастую выступала фактором инфляционного давления. В 2002-2004 гг. потребительская инфляция снизилась до отметки 10% и в дальнейшем стабилизировалась в ее окрестностях (рис. 5). В результате влияния последствий мирового финансового и экономического кризиса, серьезно затронувшего экономическую активность в России начиная со второго полугодия 2008 г., инфляция опустилась в июне 2010 г. ниже отметки в 6%.

Дальнейшее повышение потребительских цен до уровня 8,8% по итогам 2010 г. во многом связано с кризисом продовольствия и периодом неурожая, наблюдавшегося летом 2010 года.

Рисунок 5 – Темп прироста потребительской инфляции в России (к соответствующему месяцу предыдущего года), % [25]

Сегодня, когда понятно действие основных фундаментальных факторов инфляции в России на качественном уровне, вызывает отдельный интерес методика анализа зависимости общего уровня цен от макроэкономических показателей и, в частности, монетарного фактора.

На рисунке 6 приведена динамика скользящих средних темпов прироста индекса потребительских цен (ИПЦ) и денежного агрегата М2, включающего в себя наличные деньги в обращении (вне банков) и остатки средств в национальной валюте на счетах нефинансовых организаций, финансовых (кроме кредитных) организаций и физических лиц, являющихся резидентами Российской Федерации, за период январь 2002 г. – январь 2011 года.

Рисунок 6 – Скользящие средние темпов прироста денежного агрегата М2 и инфляции по ИПЦ, % [24]

Представленная динамика скользящих средних темпов роста агрегата М2 и инфляции не позволяет четко выявить характер взаимосвязи между денежным предложением и ценовыми процессами в России. На рассматриваемом временном интервале прослеживалась определенная стабилизация динамики макро-экономических индикаторов после дефолта в августе 1998 года. При этом показатели в отдельные периоды времени характеризуются как сонаправленной, так и разнонаправленной динамикой.

Таким образом, взаимосвязь между монетарным фактором и инфляцией в России показывает, что изучение подобной зависимости в первом приближении путем визуального сопоставления динамики соответствующих временных рядов представляется недостаточным для глубокого понимания природы инфляции.

Серьезные трудности при статистическом моделировании социально-экономических процессов, в том числе при решении задач эмпирического исследования факторов инфляции в России, вызваны использованием при расчетах данных за прошедший период. Таким образом, обработанные в ходе эконометрического анализа статистические данные отражают ранее сложившиеся тенденции развития, которые не обязательно сохранятся в будущем периоде. Следует признать, что эконометрический анализ позволяет выявлять и количественно оценивать зависимость между экономическими переменными. Однако зачастую указанные связи оказываются неустойчивыми по причине многообразия и интенсивности информационных процессов в мировой хозяйственной системе.

Применительно к моделированию инфляции изложенная выше проблема во многом обусловлена монетарным фактором. В условиях мирового финансового и экономического кризиса монетарный фактор может значительно дестабилизировать ситуацию на финансовых рынках в целом и способствовать усугублению кризиса в экономике.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

3 Совершенствование  статистического учета инфляционных  процессов в экономике

3.1 Анализ  новых методик расчета индекса  инфляции

В результате осуществленного анализа многими аналитиками выявлены отдельные недостатки методики сбора ценовой информации о ценах и тарифах, применяемой Федеральной службой государственной статистики РФ.

Во-первых, используемая методика не в полной мере учитывает ситуацию на потребительском рынке в регионах, где традиционно высока доля сельского населения (например, в Оренбургской, Тамбовской области). Фактически многие показатели рассчитываются только для городского населения.

Во-вторых, данная методика не предполагает регистрации цен и тарифов на товары и услуги, реализуемых на неорганизованных (стихийных) рынках.

В-третьих, набор товаров и услуг, применяемый для наблюдения за ценами и тарифами, слишком мал.

В целях устранения имеющихся недостатков необходимо:

1. Проводить регулярные выборочные  обследования (ежемесячные или ежеквартальные), направленные на получение информации  о ценах и тарифах на товары  и услуги в сельской местности  и на неорганизованных рынках.

2. На основе полученной информации  рассчитывать основные показатели  статистики инфляции, в частности  индекс потребительских цен, с  учетом долей городского и  сельского населения по формуле  средней арифметической взвешенной:

 

,                                             (2)

где   – индекс потребительских цен для всего населения страны (региона);

и – индексы потребительских цен, рассчитанные для городского и для сельского населения;

и – доли городского и сельского населения в общей численности населения в базисном периоде [11, с.87].

 

Использование долей городского и сельского населения в общей численности населения для расчета индекса потребительских цен базируется на предположении о том, что они приближены к долям потребления этих групп населения.

3. На основе  данных проведенных выборочных  исследований, определять индивидуальные  индексы цен как для организованных, так и для неорганизованных  рынков и их среднюю арифметическую:

 

,                                               (3)

где   – индивидуальный индекс цен по конкретному товару (услуге);

 и  – индивидуальные индексы цен, рассчитанные на основе фактических данных соответственно для организованных и неорганизованных рынков;

 и  – доля реализации товара данного вида соответственно на организованных и неорганизованных рынках в базисном периоде [8, с.102].

 

4. Существенно расширить набор  товаров и услуг, применяемый  для наблюдения за ценами, приблизив  его к международным стандартам.

Кроме выборочного метода, при проведении статистического исследования инфляции используются и другие общие статистические методы, причем наибольшее распространение получил индексный метод.

Общие статистические методы, недостаточно глубоко адаптированные к специфике инфляционных процессов, позволяют получить о них лишь самое общее представление, подчас не лишенное серьезных погрешностей. Так, индексный метод не позволяет учесть изменения ассортиментного ряда товаров, реализуемых на рынке; не учитывает улучшение или ухудшение качества товаров или услуг, потребляемых населением; практически не отражает отличия потребительских корзин различных слоев населения.

В настоящий момент система показателей статистики инфляционных процессов включает следующие основные обобщающие показатели: индекс потребительских цен, индекс цен производителей, дефлятор валового внутреннего продукта, индекс покупательной способности денежной единицы, «правило 70», на основе которого рассчитывается число лет, необходимое для увеличения цен в два раза, и норма инфляции.

Для описания инфляционных процессов, протекающих в Российской Федерации, без введения дополнительных ограничений могут быть использованы только первые четыре показателя.

Так, «правило 70», описывается формулой:

 

,                                                             (4)

где   – число лет, необходимое для увеличения цен в два раза;

 – годовой индекс потребительских цен, выраженный в процентах.

 

Данный показатель может быть применен в российских условиях только в условиях ползучей инфляции. В последние годы в России уровень инфляции находился в пределах 10-12% в год, при этом разница между теоретическим значением, равным 2, и расчетным соответствует ошибке 2,56-3,16%. При увеличении годового уровня инфляции до 30% ошибка увеличивается до 7,78%; если уровень инфляции возрастает до 100%, то ошибка достигает уже 18,77%.

Норма инфляции рассчитывается по формуле:

,                                                          (5)

где и – индексы цен смежных периодов [9, с.165].

 

Использование данной формулы некорректно по причине несопоставимости используемых показателей (индексов цен текущего и предыдущего периодов, имеющих разное содержание 1% прироста): она предполагает расчет разности общих индексов с различными базами сравнения. Проведение операций сложения и вычитания с данными индексами неправомерно, и данный показатель не может быть использован для описания инфляционных процессов.

В современной статистике инфляции не существует показателя, позволяющего охарактеризовать динамику инфляции в экономике в целом. Эту проблему предлагается решать при помощи агрегированного индекса инфляции, рассчитываемого на основе комбинации методик Н.Н. Райской, Я.В. Сергиенко, А.А. Френкеля и методики В.М. Рябцева. Первая методика использована для отбора факторов, включаемых в модель, а методика В.М. Рябцева – для расчета весов, применяемых для вычисления агрегированного индекса инфляции.

Методика расчета данного показателя включает следующие этапы:

1) первичный  отбор факторов, включаемых в  модель, проводимый на основе  имеющейся в распоряжении исследователя  статистической информации;

2) построение  матрицы коэффициентов парной  корреляции;

3) проверка  значимости парных коэффициентов  корреляции и проверка факторов  на мультиколлинеарность;

4) исключение  отдельных факторов из модели (в случае незначимости коэффициентов  корреляции или мультиколлинеарности  факторов) или пересмотр всей  модели в целом;

5) нормирование  факторов, включенных в модель;

6) расчет  весов, присваиваемых каждому фактору, по методике В.М. Рябцева;

7) вычисление  агрегированного индекса инфляции  по формуле средней арифметической  взвешенной:

 

,                                                       (6)

где   – агрегированный индекс инфляции;

 – индексы цен, рассчитываемые Федеральной службой государственной статистики, характеризующие динамику цен по непересекающимся группам товаров и услуг;

 – веса соответствующих индексов [22, с.154].

 

Для расчета весов соответствующих индексов использована формула:

 

,                                                           (7)

где   – коэффициент парной корреляции между показателями.

 

Одним из наиболее важных аспектов выявления специфики инфляционных процессов в Российской Федерации является исследование взаимосвязи между уровнем инфляции за определенный период времени (месяц, квартал, год) и суверенным кредитным рейтингом страны, представляющим собой обоснованное суждение рейтингового агентства о способности государства своевременно и в полном объеме обслуживать и погашать взятые на себя финансовые обязательства.

Так как один из исследуемых признаков является количественным (агрегированный индекс инфляции; результативный признак), а другой признак – качественным (кредитный рейтинг; факторный признак), то для изучения взаимосвязи между ними целесообразно использование непараметрических показателей тесноты связи, подразумевающих осуществление процедуры ранжирования признаков.

С целью учета мнений трех ведущих мировых рейтинговых агентств (Standard & Poor`s, Fitch Ratings и Moody`s) предложена шкала соответствия кредитных рейтингов, позволяющая перейти к количественному обозначению соответствующих подгрупп (ступеней) суверенных кредитных рейтингов  и одновременно устранить несоответствия шкал, используемых различными рейтинговыми агентствами. Шкала соответствия кредитных рейтингов позволяет рассчитать средний суверенный кредитный рейтинг:

 

,                                                       (8)

где   – средний суверенный кредитный рейтинг;

, и – значения суверенных рейтингов по версиям агентств Standard & Poor`s, Fitch Ratings и Moody`s соответственно.

 

Динамика среднего суверенного кредитного рейтинга РФ отражена на рис. 7.