Scientific journal

Fundamental research

ISSN 1812-7339

"Перечень" ВАК

ИФ РИНЦ = 1,674

Одним из приоритетных направлений государственной политики на ближайшие годы является развитие отечественного рынка информационно-коммуникационных технологий (далее – ИКТ).

Осенью 2015 г. экспертное сообщество и заинтересованные чиновники начали работу над долгосрочной программой социально-экономического развития России «Стратегия-2030», которая должна прийти на смену нереализованной программе «Стратегия-2020», фактически так и оставшейся проектом, реализованным лишь на 20–30 % [4].

Ожидается, что «Стратегия-2030» будет подготовлена в начале 2016 года [3].

На данном этапе целесообразно проанализировать реализацию планов по развитию отечественного рынка ИКТ, которые были заложены в «Стратегию-2020», выделившую особую роль отрасли связи и информационных технологий, которая, согласно данному документу, к 2020 году должна достигнуть следующих целевых показателей:

? сохранение темпов роста рынка ИКТ, превышающих среднегодовые показатели роста экономики в 2–3 раза;

? превращение ИКТ в одну из ведущих отраслей экономики с долей в валовом внутреннем продукте более 10 %;

? превышение объёмов экспорта информационных технологий над объёмом импорта данных технологий.

В 2014 г. доля отрасли ИКТ в ВВП составила 5,37 %, а темп роста рынка ИКТ превысил показатель роста экономики более чем в 7 раз.

Чтобы дать первоначальную оценку этим результатам, можно проанализировать динамику объёмов рынка ИКТ и ВВП с 2010 по 2014 г., представленную в табл. 1.

Таблица 1

Динамика объёмов рынка ИКТ и ВВП с 2010 по 2014 г.

Табл. 1 показывает, что рынок ИКТ развивается слишком медленными темпами, чтобы достигнуть планового уровня 10 % к 2020 году. Доля ИКТ в ВВП увеличивалась в среднем за год на 0,135 %. При сохранении таких же темпов роста, через 5 лет она составит около 6 %.

Высокий темп роста отрасли ИКТ относительно роста экономики связан с ничтожно малым изменением ВВП.

Другие целевые показатели развития рынка информационных технологий и отдельных сегментов рынка связи утверждены в Дорожной карте «Развитие отрасли информационных технологий», Плане деятельности Министерства связи и массовых коммуникаций Российской Федерации на 2013–2018 гг. и в государственной программе Российской Федерации «Информационное общество (2011–2020 гг.)».

Стремительно меняющаяся экономическая конъюнктура требует своевременного анализа установленных ориентиров для целевых показателей, расчёта вероятности их достижения и прогнозирования их влияния на объём рынка.

В связи с этим важной и актуальной является разработка факторных моделей и прогнозирование будущих объёмов рынков связи и информационных технологий с помощью методов математического моделирования.

Целью исследований, описанных в данной статье, являлось выявление зависимости между объёмом услуг связи в Российской Федерации и другими основными показателями развития рынка связи для выработки рекомендаций по стимулированию роста объёма рынка.

Был разработан и исследован комплекс моделей, описывающих динамику объёма отечественного рынка услуг связи. При этом анализировались укрупнённые значения макроэкономических показателей (годовые данные с 1995 по 2014 г.) для выявления взаимосвязей между ними. Расчёты осуществлялись в статистическом пакете «EViews7». Далее представлен пример одной из моделей, в котором объясняющими факторами являются следующие показатели:

1. Инвестиции в основной капитал в Российской Федерации по виду экономической деятельности «Связь», осуществлённые в предыдущем году, в миллиардах рублей. Данная величина получена в соответствии с классификатором ОКВЭД, исходя из назначения основных средств, т.е. той сферы деятельности, в которой они будут функционировать.

2. Среднемесячная номинальная начисленная заработная плата работников организаций по виду экономической деятельности «Связь» в Российской Федерации, в рублях.

3. Среднегодовая численность работников организаций связи в предыдущем году, в тысячах человек.

Объём услуг связи измерялся в миллиардах рублей.

В ходе изучения динамики рынка связи и факторов, которые, по предварительному предположению, должны оказывать существенное влияние на объём данного рынка, было выявлено наличие трендов во временных рядах, что прослеживается на рис. 1–3.

На практике редко имеет место ситуация, когда после выделения тренда ряд оказывается стационарным [1, с. 218]. Включение в модель нестационарных рядов и её анализ с помощью метода наименьших квадратов может стать причиной ложной регрессии.

В связи с этим была исследована стационарность исходных рядов данных для последующего коинтеграционного анализа.

Для анализа стационарности (выявления наличия единичного корня) временного ряда широко используется расширенный тест Дики – Фуллера, который реализован в большинстве современных регрессионных пакетов.

Рис. 1. Динамика объёма услуг связи и инвестиций в основной капитал, направленных на развитие связи

Рис. 2. Динамика среднемесячной заработной платы работников организаций связи

Рис. 3. Динамика среднегодовой численности работников организаций связи

Результаты применения данного теста, представленные в табл. 2, показали, что ряды исходных данных могут быть признаны интегрированными первого порядка, что позволяет использовать для анализа коинтеграционной зависимости тест Йохансена.

Тест Йохансена позволяет сделать вывод о наличии стационарных линейных комбинаций временных рядов.

Таблица 2

Исследование стационарности временных рядов с помощью расширенного теста Дики ? Фуллера

Рис. 4. Анализ предположений о наличии константы и тренда в исходных данных и в коинтеграционном уравнении с помощью теста Йохансена

В первую очередь были проанализированы все основные модели спецификаций коинтеграционного уравнения и исходных данных, которые характеризуются отсутствием или наличием константы и/или тренда. Выбор наилучшей модели осуществлялся на основе информационных критериев Акаике и Шварца.

Рис. 4 со сравнительными характеристиками всех пяти возможных спецификаций показывает, что наилучшей моделью по критериям Акаике и Шварца является модель, допускающая наличие в данных детерминированного квадратичного тренда и включение в коинтеграционное уравнение линейного тренда и константы. Однако применение теста Йохансена с использованием соответствующей модели не показало наличие линейного тренда в коинтеграционном соотношении.

Согласно критерию Акаике, значение ранга коинтеграции равно 2. По критерию Шварца ранг коинтеграции равен 1. В спорных случаях зачастую предпочтение отдают результатам критерия Шварца.

Можно сделать вывод, что существует долгосрочная зависимость между четырьмя исследуемыми показателями, которая приводит к некоторому совместному взаимосвязанному изменению.

Статистики следа и максимального собственного значения показывают наличие единственной линейной комбинации, при которой результирующий ряд стационарен.

С помощью полностью модифицированного метода наименьших квадратов (Fully Modified Least Squares, FMOLS) выполнено оценивание коинтеграционного уравнения, объясняющего объём услуг связи. При этом учитывалось наличие квадратичного тренда в данных. Результаты оценивания представлены на рис. 5.

Условные обозначения на рис. 5 соответствуют следующим объясняющим переменным:

– INV1 – инвестиции в основной капитал, направленные на развитие связи в предыдущем году;

– WG – среднемесячная номинальная начисленная заработная плата работников организаций связи;

– EM1 – среднегодовая численность работников организаций связи в предыдущем году.

Символом C обозначена константа.

Все коэффициенты модели являются статистически значимыми. Значения показателей R2 указывают на высокое качество модели. Значение статистики Дарбина – Уотсона, близкое к 2, свидетельствует об отсутствии автокорреляции. Тест Харке – Бера позволяет сделать вывод о нормальном распределении случайных возмущений.

Стоит отметить, что значимость влияния инвестиций в отрасль связи на объём услуг связи в следующем периоде отражена также в научных трудах других исследователей, например в работах [5, с. 18; 6, с. 187], подчёркивающих важность государственного стимулирования инвестиционной активности на рынке телекоммуникаций. В работе [2, с. 427] получен вывод о существенности влияния размера инвестиций в основной капитал в Российской Федерации на выручку компаний, функционирующих на рынке ИКТ.

Коинтеграционное уравнение, описывающее долгосрочную динамику объёма услуг связи, выглядит следующим образом:

В круглых скобках указаны значения стандартных ошибок коэффициентов и оценка дисперсии случайного возмущения.

Анализируя данную зависимость, можно сделать следующие предварительные выводы:

? каждый дополнительный 1 млрд руб. инвестиций в основной капитал, направленный на развитие связи, повлечёт увеличение объёма услуг связи, оказанных в следующем году, на 1,427 млрд руб.;

? повышение среднемесячной номинальной начисленной заработной платы работников организаций связи на 1 000 руб. приводит к росту объёма услуг связи в текущем году на 40,3 млрд руб.;

? изменение среднегодовой численности работников организаций связи на 1 тысячу человек вызывает аналогично направленное изменение объёма услуг связи, оказанных в следующем году, на 1,656 млрд руб.

Учитывая наиболее актуальные известные значения среднемесячной номинальной начисленной заработной платы работников организаций связи (33704,8 руб.) и среднегодовой численности работников организаций связи (752,2 тыс. человек), можно вычислить объёмы средств, которые необходимо направить на каждый из влияющих факторов для получения прироста объёма услуг связи в размере 1 млрд руб. Ход данных вычислений продемонстрирован в табл. 3.

Таблица 3

Исследование результатов моделирования

Табл. 3 показывает, что увеличение объёма инвестиций в основной капитал, направленных на развитие связи, является не самым эффективным способом стимулирования роста объёма услуг связи. Прирост инвестиций в размере 701 млн руб. вызовет рост объёма услуг связи в следующем году на 1 млрд руб.

Наиболее эффективным инструментом воздействия является увеличение среднемесячной номинальной начисленной заработной платы работников организаций связи. Рост объёма услуг связи в текущем году на 1 млрд руб. спровоцируют всего лишь 224 млн руб., дополнительно потраченные на увеличение заработной платы сотрудников данной отрасли.

Незначительно уступает по эффективности повышение среднегодовой численности работников организаций связи. Каждые дополнительно потраченные по данному направлению 244 млн руб. вызовут рост объёма услуг связи в следующем году на 1 млрд руб. Однако длительный период ожидания отклика после изменения данного фактора (как и при изменении объёма инвестиций), с учётом уровня инфляции, делает его стимулирование менее результативным.