екты федерации лишены собственной денежно-кредитной политики, но способны проводить частично свободную бюджетно-налоговую политику.
Дуарте и Вольман (Duarte, Wolman, 2002, р. 19) с помощью двухрегиональной динамической модели общего экономического равновесия показали, что фискальная политика играет второстепенную роль по сравнению с шоками производительности (эффектом Баласса-Самуэльсона в приложении к региональному уровню). Бек и Вебер (Beck, Weber, 2005, р. 9) показали значимость фискальной политики в расхождении темпов инфляции на национальном и региональном уровне. Маунтфорд и Улиг (Mountford, Uhlig, 2002, р. 14) обнаружили негативное влияние шоков госрасходов. Используя в качестве измерителя бюджетной политики расходы, к противоположным выводам пришли Эдельберг с соавторами (Edelberg, Eichenbaum, Fisher, 1999, р. 166-206). Другие исследователи, в частности Катао и Терронес (Catao, Terrones, 2001, р. 12-23) и Фишер, Сахай и Вег (Fischer, Sahay, Vegh, 2000, р. 26-28), использовали в качестве основной объясняющей переменной дефицит бюджета и показали, что для ряда стран наблюдается устойчивая связь между дефицитом и инфляцией. В первую очередь это касается стран с переходной экономикой и стран, исторически склонных к высокой инфляции. Канова и Паппа (Canova, Pappa, 2003, р. 18-25) обнаружили, что шок, моделируемый через рост дефицита, увеличивает инфляцию в регионе.
Можно отметить отсутствие единого подхода к анализу исследуемой взаимосвязи. Особенность подхода, применяемого в данной работе, заключается в непосредственной оценке зависимости инфляции от бюджетных показателей путем построения панельных регрессий.
ДАННЫЕ
В качестве показателя инфляции были использованы квартальные данные индекса потребительских цен в разрезе регионов, а также индекса цен производителей. Подробнее о методологии расчета ИПЦ и ИЦП см. издание Федеральной службы государственной статистики "Россия в цифрах - 2005 г."
Для моделирования фискальных переменных использовались данные финансовых результатов по кварталам (дефицит или профицит), нормированные с учетом соответствующих доходов бюджета. Применяемое нормирование вынужденное, поскольку более правильным было бы отнесение дефицита к совокупному продукту, произведенному на территории региона (так, как это делается для межстрановых сравнений). Однако использовать оценку валового регионального продукта (ВРП) для квартальных данных не представляется возможным: данные о ВРП рассчитываются с большим опозданием, к тому же только за год. Так, на настоящий момент Росстат предоставляет данные по ВРП за период до 2003 г. Данные об уровне инфляции, финансовом результате, ставке процента получены из базы данных "Аналитическая система экономических показателей регионов" Центрального банка Российской Федерации за 2001-2005 гг. Выборка из этого источника содержит 79 регионов, без учета автономных округов, включенных в состав других регионов (например, Тюменской области). Применялась модификация показателя инфляции с использованием логарифмирования (в качестве объясняемой переменной использовалась разница логарифмов ИПЦ, что аналогично аппроксимации уровня цен). Для оценки в качестве ставки процента использовались данные о средних ставках учтенных векселей по региону. Сведения о долге регионов получены из "Мониторинга финансового состояния региональных бюджетов" Министерства финансов РФ.
Для формирования дополнительных переменных (групп регионов РФ) применялись следующие типологии: группировка регионов по уровню экономического развития (МЭРТ, 2005), по интегрированному уровню относительной кредитоспособности (Исследование уровня, 2004) и по уровню бюджетной самостоятельности (ИЭПП, 2002).
Проверка данных на стационарность. Перед проведением эмпирических проверок основной гипотезы необходимо проверить массивы данных на стационарность. Поиск эконометрических зависимостей для случая нестационарных данных может привести к построению кажущихся регрессий и дать заведомо ошибочные результаты. Чтобы проверить наличие подобного сдвига, было проведено тестирование гипотезы о нестационарности для нормированных показателей дефицита и инфляции. Для этого использовались стандартные процедуры тестирования на наличие единичных корней, активное применение которых в эконометрической литературе началось лишь в последнее десятилетие.
Эмпирические исследования свойств субнациональных дефицитов не дают однозначного ответа, является ли стационарность обычным свойством или исключением. Как правило, тематика дефицитов затрагивается в рамках определения степени устойчивости регионального долга. Де-
композиция дефицитов, которая проводилась некоторыми авторами (Mello de, 2QQ5, р. 14), показала, что причина возникающей нестационарности - скорее расходы, чем доходы бюджета. Этим объясняется сдвиг в дефицитности бюджетов, однако нестационарность финансового результата однозначно не подтверждена ни для групп стран (ОЭСР), ни для регионов отдельных стран (США, Бразилия). В известной работе Гамильтона и Флавин (Hamilton, Flavin, 1984, р. 809819) показана стационарность сальдирующего показателя, однако позже этот результат подвергался серьезной критике (Kremers, 1988, р. 259-262). Результаты Трехана и Уэлша (Trehan, Walsh, 1988, р. 425-444) поддерживают гипотезу о стационарности; Уиббельс и Родден (Wibbels, Rodden, 2002, р. 525) показали стационарность дефицитов, анализируя данные по восьми различным федеративным государствам, однако отметили, что нестационарным может оказаться показатель доходов регионального бюджета, поскольку он в ряде случаев с течением времени увеличивается.
Инфляция (в данном случае региональная) различными авторами рассматривается и как стационарный (Culver, Pappel, 1997, р. 436-444; Fan, Wei, 2006, р. 8-13), и как нестационарный процесс (Johansen, 1992, р. 313-334). К. Глущенко (Глущенко, 2000, с. 28-35) провел тестирование гипотез о стационарности инфляции с использованием данных российской региональной инфляции. Полученный результат свидетельствует об отсутствии единичных корней. Стационарность инфляции является предметом дискуссии (Basher, Westerlund, 2006, р. 1-6), причем результаты существенно зависят от спецификации модели и применяемой техники тестирования.
Эконометрические тесты на стационарность. Для проверки существования единичных корней использовалось несколько тестов, которые традиционно применяются в случае панельных данных. Во-первых, это тесты Левина-Лина-Чу (LLC) (Levin, Lin, Chu, 2002, р. 1-24) и Брейтунга (Breitung, 2000, р. 161-178), предполагающие наличие процесса с общим единичным корнем (выдвигается гипотеза о нестационарности временных рядов для каждого региона). Оба теста подходят для панели среднего размера (с T < 25), которая и используется в данном случае. Тест LLC предполагает, что все регионы в панели имеют идентичные коэффициенты частичной корреляции первого порядка, в то время как другие параметры (степень устойчивости индивидуальной регрессионной ошибки, свободный член и коэффициенты трендов) разнятся.
Во-вторых, это тесты Дикки-Фуллера, Филипса-Перрона, Има-Песарана-Шина (Im, Pesaran, Shin, 2003, р. 53-74), предполагающие наличие индивидуальных единичных корней, что является наиболее важным для нашего исследования обстоятельством, так как основной вопрос здесь -возможность применения данных для проверки основной гипотезы. Свойство общей нестационарности является дополнительным фактором, поскольку здесь не поднимаются такие вопросы, как общая сходимость региональных переменных к одному уровню. Тем не менее исследование стационарности панельных данных и по российским регионам может быть достаточно перспективным направлением исследования, в том числе и для понимания фискальных аспектов макроэкономической ситуации.
Ниже приводятся оценки тестов, выполненные с помощью программного пакета EViews v5.1. Для выбора лагов применялся критерий Шварца. В первой колонке приводится результат разбиения на группы в зависимости от нулевой гипотезы, во второй колонке - статистика теста, в третьей - соответствующее P-value. Данные табл. 1 показывают "поведение" переменной "инфляция" в различных представлениях (уровни и первая разность). В табл. 2 приводятся аналогичные оценки для переменной "финансовый результат". Кроме того, тесты могут отличаться наличием индивидуальных свободных членов (эффектов) и трендов. Согласно стандартной процедуре, сначала тестировалась модель с эффектами и трендами (A), затем без трендов (B), далее - без трендов и эффектов (С).
Группа тестов А показывает, что гипотеза о существовании общего единичного корня в уровнях не отвергается при любом разумном уровне значимости, гипотеза об индивидуальных корнях отвергается на уровне 5% для тестов Дикки-Фуллера и Филипса-Перрона. Отметим, что в первых разностях показатель инфляции стационарный, все тесты отвергают наличие индивидуального корня. Анализ не позволяет отвергнуть гипотезу об интегрированности первого порядка и в случае B. При переходе к первым разностям оценки тестов также расходятся, поэтому налицо неопределенность. В то же время все тесты отвергают гипотезу о наличии индивидуальных единичных корней и в уровнях, и в первых разностях.
При анализе с исключенными трендами и эффектами (случай С) все тесты показывают, что можно отвергнуть гипотезу о существовании общего единичного корня. В случае с индивидуальными корнями тест Филипса-Перрона показывает, что гипотезу нельзя отвергнуть, тест Дикки-Фуллера по-прежнему указывает на нулевой порядок интегрированности. Полученные результаты нельзя назвать однозначными. С одной стороны, они демонстрируют, что уровни инфляции
ИНФЛЯЦИЯ и бюджетный дефицит
Таблица 1. Результаты тестирования гипотезы о нестационарности инфляции
37
Метод Тренды, свободный член (А) Свободный член (B) Простая модель (С)
уровни первые разности уровни первые разности уровни первые разности
t P-value t P-value t P-value t P-value t P-value t P-value
t* (LLC) t-stat W-stat АДГ-Фишер PP-Фишер 24.75 15.08 2.02 190.21 1174.79 1.00 1.00 Гипоте, 0.98 0.04 0.00 Гипоте
Для дальнейшего прочтения статьи необходимо приобрести полный текст. Статьи высылаются в формате PDF на указанную при оплате почту. Время доставки составляет менее 10 минут. Стоимость одной статьи — 150 рублей.