Научный журнал
Фундаментальные исследования
ISSN 1812-7339
"Перечень" ВАК
ИФ РИНЦ = 1,749

ЭКОНОМЕТРИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ВОЗМОЖНОСТИ ЭМИССИОННОГО ФИНАНСИРОВАНИЯ ДЕФИЦИТА ГОСУДАРСТВЕННОГО БЮДЖЕТА

Михалева М.Ю. 1
1 ФГБОУ ВО «Финансовый университет при Правительстве Российской Федерации»
В статье представлены эконометрические модели, позволяющие оценивать некоторые параметры эмиссионного финансирования дефицита государственного бюджета. Уравнения эконометрических моделей соответствуют теоретическим моделям эмиссионного финансирования Фридмана и Бруно – Фишера. Для отражения влияния дестабилизирующих факторов на экономику России в эконометрические модели включены фиктивные переменные. Исходные статистические данные охватывают период времени с 1999 по 2018 г. В результате проведенного эконометрического исследования были получены оценки критических уровней темпа инфляции, при которых имелась возможность извлекать максимальный реальный сеньораж в относительно стабильные годы развития российской экономики и годы с явным усилением кризисных явлений. Оценены также показатели реакций российских экономических агентов (инвесторов) на рост инфляции, в частности характеристики реакций спроса на деньги в ответ на увеличение темпа инфляции на 1 %. На основании полученных оценок реакций сделан вывод об относительно спокойных настроениях российских экономических агентов на протяжении периода времени с 1999 по 2018 г. В рамках моделей адаптивных ожиданий получены оценки скорости пересмотра инфляционных ожиданий, оценены инфляционные ожидания. В рамках модели Бруно – Фишера получены оценки равновесных долей финансирования дефицита государственного бюджета за счет дополнительной денежной эмиссии.
эмиссия
сеньораж
инфляция
дефицит бюджета
эконометрический анализ
1. Райзберг Б.А., Лозовский Л.Ш., Стародубцева Е.Б. Современный экономический словарь. М.: ИНФРА-М, 2017. 512 с.
2. Бликанов А.В. Бюджетный дефицит как индикатор состояния государственных финансов // Финансы и кредит. 2008. № 5 (293). С. 15–17.
3. Смирнова О.В. Сеньораж: механизмы формирования и методы расчета // Финансовая аналитика: проблемы и решения. 2012. № 40 (130). С. 24–29.
4. Махмудова М.М., Королева А.М. Антиинфляционная политика, сеньораж и инфляционный налог в Российской Федерации // Экономика и предпринимательство. 2014. № 11–3. С. 346–348.
5. Смирнова О.В. Сеньораж и формирование прибыли Центрального банка: теоретико-экономический аспект // Финансы и кредит. 2013. № 1 (529). С. 22–28.
6. Сухарев А.Н. Об определении количественных параметров денежной эмиссии центральными банками // Финансы и кредит. 2014. № 11 (587). С. 2–7.
7. Туманова Е.А., Шагас Н.Л. Макроэкономика. Элементы продвинутого подхода: учебник. М.: ИНФРА-М, 2004. 400 с.

Понятие государственного бюджета определяют как совокупность финансовых отношений, направленных на формирование органами государственной власти фондов денежных средств для удовлетворения общественных потребностей. Государственный бюджет также может быть определен как смета доходов и расходов государства, обычно за один год, с указанием источников государственных доходов и направлений расходования средств [1, с. 85]. В ситуации превышения расходов бюджета над его доходами возникает бюджетный дефицит. За период с 2010 по 2019 г. федеральный бюджет России не испытывал дефицит в 2011, 2018 и 2019 гг. (рис. 1).

mihalev1.wmf

Рис. 1. Дефицит федерального бюджета в России (млрд руб.)

mihalev2.wmf

Рис. 2. Внутренний долг в России в текущих ценах (млрд руб.)

mihalev3.wmf

Рис. 3. Внешний долг в России (млрд долл.)

Одним из возможных источников финансирования бюджетного дефицита является денежная эмиссия. Такой способ финансирования государственного бюджета используется в случаях, когда у страны имеется значительный внутренний (рис. 2) и внешний (рис. 3) долг, при этом возможности дополнительного внутреннего и внешнего долгового финансирования практически исчерпаны [2, с. 16]. Тем не менее возможность извлечения дополнительного дохода от эмиссии денег существует и является предметом исследований ученых и специалистов в области экономики и финансов [3; 4].

Доход государства от денежной эмиссии называется сеньоражем. Сеньораж представляет собой разницу между номинальной стоимостью денег и затратами на поддержание обращения денег в экономике. На территории Российской Федерации эмиссия денег, организация их обращения и изъятия осуществляется Центральным банком РФ. Эмиссионные ресурсы передаются центральным банком правительству для временного размещения в форме кредитов и займов [5, с. 22]. Кредитный характер денежной эмиссии – один из важнейших принципов современных денежных систем.

Дополнительная денежная эмиссия, предназначенная для полного или частичного покрытия дефицита государственного бюджета, может служить причиной усиления инфляционных процессов в экономике. Прирост величины денежного предложения в экономике количественно должен быть согласован с ожидаемым увеличением темпа инфляции [6, с. 3]. Оценка оптимального темпа инфляции с точки зрения извлечения максимального дохода от эмиссии денег может быть проведена в рамках модели Фридмана эмиссионного финансирования государственного бюджета [7, с. 147–152]. В рамках модели Бруно – Фишера возможна оценка долей дефицита государственного бюджета, покрываемых дополнительной денежной эмиссией, в соответствии с инфляционными ожиданиями в обществе [7, с. 159–164].

Целью настоящего исследования является количественная оценка темпа инфляции, при котором достигается возможность извлечения максимального сеньоража в российской экономике с учетом влияния внешних дестабилизирующих факторов, а также оценка долей покрытия дефицита государственного бюджета за счет денежной эмиссии в зависимости от инфляционных ожиданий. Применяемые методы исследования – формализация и математизация проблемы количественного оценивания параметров денежной эмиссии для финансирования дефицита государственного бюджета. В статье представлен эконометрический анализ моделей Фридмана и Бруно – Фишера эмиссионного финансирования государственного бюджета. Построены соответствующие эконометрические модели с дополнительными переменными, отражающими усиление или ослабление кризисных явлений в экономике России. В исследовании рассматривается период с 1999 по 2018 г.

Модель Фридмана

Формально реальный сеньораж RS можно определить как изменение денежной массы в реальном выражении при фиксированном уровне цен Mih02.wmf:

Mih03.wmf (1)

где Mih04.wmf – темп прироста денежной массы, Mih05.wmf – денежная масса в реальном выражении.

Эмиссия денег, обесценивая номинальную денежную единицу, равносильна введению инфляционного налога. Реальный инфляционный налог RIT – это изменение реальной денежной массы при фиксированной величине номинальной денежной массы Mih07.wmf:

Mih08.wmf (2)

где Mih09.wmf – темп инфляции. В выражении (2) темп инфляции π можно интерпретировать как ставку инфляционного налога, а реальную денежную массу Mih11.wmf как налоговую базу.

Учитывая предложенную интерпретацию, можно предположить, что для инфляционного налога справедлива модель Лаффера, описывающая зависимость между налоговой ставкой и налоговыми поступлениями (рис. 4).

mihalev4.tif

Рис. 4. Кривая Лаффера для инфляционного налога (схематичное представление)

Описанная выше идея интерпретации кривой Лаффера для инфляционного налога была положена в основу модели Милтона Фридмана. Модель позволяет оценивать темп инфляции в экономике, при котором реальный сеньораж будет максимальным.

Фридман предложил использовать для описания спроса Mih12.wmf на реальные запасы денежных средств функцию вида

Mih13.wmf (3)

где y – реальный доход индивида, π – ожидаемый темп инфляции. В выражении (3) темп инфляции заменяет номинальную процентную ставку. В основу такой замены было положено уравнение Фишера

i = r + π, (4)

согласно которому при фиксированной реальной процентной ставке r динамика номинальной процентной ставки i с точностью до константы r совпадает с динамикой темпа инфляции.

Если выражение (3) соответствует функции спроса на деньги для отдельного индивида, то агрегированную функцию спроса на деньги можно получить, умножив (3) на численность L экономически активного населения:

Mih15.wmf (5)

В модели предполагается равновесие рынка денег:

Mih16.wmf (6)

или

L•P•f = M, (7)

где Md – спрос на деньги, MS – предложение денег, M – номинальная денежная масса.

Прологарифмируем левую и правую части тождества (7) и возьмём производную по времени t:

ln L + ln P + ln f = ln M, (8)

Mih17.wmf (9)

где Mih18.wmf и Mih19.wmf – коэффициенты эластичности спроса на реальные запасы денег по доходу индивида и темпу инфляции соответственно. С учётом обозначений, принятых в (1) и (2), перепишем выражение (9) в виде

Mih20.wmf (10)

где Mih21.wmf – темп прироста экономически активного населения, Mih22.wmf – темп экономического роста, Mih23.wmf – темп прироста темпа инфляции. В модели величины n и g фиксированы.

Тогда с учётом (7) и (10) запишем целевую функцию задачи максимизации реального сеньоража:

Mih24.wmf (11)

Для решения задачи (11) найдем производную функциональной зависимости реального сеньоража от темпа инфляции и приравняем ее к нулю:

Mih25.wmf

Mih26.wmf (12)

Если экономический рост отсутствует и численность экономически активного населения не изменяется (g = n = 0), то справедливо равенство

Mih27.wmf (13)

Так как выражение (13) описывает реакцию RS на близкое к нулю приращение темпа инфляции π, то η ≈ 0. И тогда получим приближенное равенство

Mih28.wmf (14)

Из (14) следует, что, если величина π доставляет максимум функции реального сеньоража, то выполняется условие

Mih29.wmf (15)

согласно которому при оптимальном темпе инфляции в экономике эластичность функции спроса на реальные запасы денег по темпу инфляции равна единице.

Для положительных g и n при η ≈ 0 выражение (12) можно записать в виде

Mih30.wmf (16)

Если предположить, что эластичность реального спроса на деньги по доходу не зависит от темпа инфляции:

Mih31.wmf (17)

то условием для оптимального темпа π* инфляции будет следующее:

Mih32.wmf (18)

Очевидно, что целесообразность денежной эмиссии для извлечения реального дохода будет зависеть от соотношения фактического и оптимального темпов инфляции.

Протестируем модель оптимизации реального сеньоража по данным российской экономики. Источник данных – сайт Федеральной службы государственной статистики www.gks.ru.

Таблица 1

Исходные данные для эконометрического моделирования зависимости спроса на деньги от темпа инфляции и реального дохода с учетом состояния российской экономики dt

t

Mt

Yt

πt

dt

1999

663,50

4823,23

36,53

0

2000

753,29

5218,32

20,18

1

2001

862,02

5323,56

18,58

1

2002

964,24

5372,29

15,06

1

2003

1278,50

5971,88

11,99

1

2004

1476,26

6294,92

11,73

1

2005

1706,33

6806,83

10,92

1

2006

2093,21

7065,51

9,00

1

2007

2805,31

7933,78

11,87

0

2008

2553,16

8208,17

13,28

0

2009

2726,98

7712,92

8,80

0

2010

3180,47

8063,71

8,78

0

2011

3293,30

9056,95

6,10

1

2012

3457,79

8695,62

6,57

0

2013

3810,50

8809,92

6,47

0

2014

3700,40

9723,01

11,35

0

2015

3715,31

9461,27

12,91

0

2016

4005,58

9456,72

5,39

0

2017

4184,37

9607,18

2,51

1

2018

4245,41

9823,56

4,26

0

В качестве исходной спецификации функции спроса на реальные запасы денежных средств рассмотрим уравнение

Mih33.wmf (19)

где Mt – денежная масса (агрегат M2) в постоянных ценах (1999 г.), млрд руб.; Yt – валовой внутренний продукт (ВВП) в постоянных ценах (1999 г.), млрд руб.; πt – темп инфляции, %, dt – фиктивная переменная, отражающая факт усиления кризисной ситуации в России под влиянием внешних и внутренних факторов; πt – случайное возмущение.

Фиктивная переменная dt принимает значение 0 в случае усиления кризисной ситуации в России или значение 1 в случае ее ослабления на протяжении периода с 1999 по 2018 г. В частности, dt = 0 для 2014–2015 гг. (валютный кризис, резкое ослабление российского рубля); для 2007–2013 гг. (мировой финансово-экономический кризис).

С целью линеаризации прологарифмируем уравнение (19):

Mih34.wmf (20)

Mih35.wmf (21)

Оцененная модель имеет вид

Mih36.wmf (22)

Для относительно стабильных лет для экономики России, dt = 1:

Mih37.wmf (23)

Для периодов усиления кризисных явлений, dt = 0:

Mih38.wmf (24)

В моделях (23) и (24) в скобках под оценками параметров указаны стандартные ошибки, подтверждающие значимость полученных оценок.

Для рассматриваемого периода (1999–2018 гг.) средний темп экономического роста составлял g ≈ 0,039, т.е. имели место 4 % прироста реального ВВП в год. Средний темп прироста экономически активного населения за данный период n ≈ 0,003. Для оценки оптимального темпа инфляции воспользуемся формулой (18):

(n + π + γ∙g)∙α = –1.(25)

Для относительно стабильных лет для экономики России:

Mih39.wmf (26)

Для кризисных периодов в экономике:

Mih40.wmf (27)

Таким образом, в соответствии с моделью Фридмана возможности для извлечения реального сеньоража в относительно более кризисные годы в России были выше в сравнении с относительно стабильными периодами. Снижение возможностей извлечения из денежной эмиссии реального сеньоража связано с повышением абсолютной величины коэффициента α, характеризующего эластичность спроса на деньги по темпу инфляции:

Mih41.wmf

Mih42.wmf (28)

Эластичность спроса на деньги прямо пропорциональна темпу инфляции с коэффициентом пропорциональности α. Другими словами, относительная реакция спроса на деньги со стороны экономических агентов на прирост темпа инфляции на 1 % объясняется линейной функцией с угловым коэффициентом α. Чем выше α, тем более выраженной является реакция спроса на деньги при изменении темпа инфляции на 1 %. Для стабильных периодов развития российской экономики дополнительный прирост темпа инфляции πt на 1 % приводит к относительно более высокому по абсолютной величине снижению спроса на деньги (α = 0,07). Для периода усиления кризисных явлений реакция спроса на деньги на рост инфляции менее выраженная (α = 0,037).

Для относительно стабильных лет для экономики России, dt = 1:

α = α1 + α2. (29)

Для периодов усиления кризисных явлений, dt = 0:

α = α1. (30)

Основываясь на формулах (26) и (27), с учетом фактических темпов экономического роста gt получены оценки критических уровней темпа инфляции для каждого года в период с 1999 по 2018 г. (табл. 2).</p

Таблица 2

Сопоставление фактических и критических темпов инфляции с точки зрения извлечения максимального сеньоража от денежной эмиссии

t

πt

Mih43.wmf

t

πt

Mih44.wmf

1999

36,53

27,2

2009

8,80

27,2

2000

20,18

14,4

2010

8,78

27,2

2001

18,58

14,4

2011

6,10

14,4

2002

15,06

14,4

2012

6,57

27,2

2003

11,99

14,4

2013

6,47

27,2

2004

11,73

14,4

2014

11,35

27,2

2005

10,92

14,4

2015

12,91

27,2

2006

9,00

14,4

2016

5,39

27,2

2007

11,87

27,2

2017

2,51

14,4

2008

13,28

27,2

2018

4,26

27,2

Коэффициент детерминации для оцененной модели составляет величину Mih45.wmf что подтверждает ее высокую объясняющую способность (рис. 5).

mihalev5.wmf

Рис. 5. Рост денежной массы (агрегат M2) в России

Модель Бруно – Фишера

В модели используется функция спроса на деньги вида

Mih46.wmf (31)

где Mih47.wmf отражает удельный спрос на реальные запасы денежных средств.

Модель предполагает возможность финансирования дефицита государственного бюджета за счёт денежной эмиссии. Доля бюджетного дефицита, покрываемого денежной эмиссией:

Mih48.wmf (32)

Темп экономического роста:

Mih49.wmf (33)

Инфляционные ожидания адаптивны:

Mih50.wmf (34)

где параметр β – скорость пересмотра инфляционных ожиданий.

Условие равновесия рынка денег имеет вид

Mih51.wmf (35)

Прологарифмируем (35) и продифференцируем по времени t:

Mih52.wmf (36)

Mih53.wmf (37)

С учётом принятых выше обозначений перепишем (37) в виде

Mih54.wmf (38)

В силу (32) и (35) справедливо равенство

Mih55.wmf (39)

или

Mih56.wmf (40)

Далее, принимая во внимание (34) и (40), трансформируем уравнение (38) к виду

Mih57.wmf (41)

В состоянии равновесия экономики для (41) будет справедливо равенство

Mih58.wmf (42)

или

Mih59.wmf (43)

Проанализируем уравнение (43) с помощью его графической интерпретации (рис. 6).

mihalev6.tif

Рис. 6. Равновесие в модели Бруно – Фишера

Для этого введём вспомогательную переменную x. Запишем (43) в виде двух уравнений

x = πe, (44)

Mih60.wmf (45)

Возможные варианты решения уравнения (43) зависят от соотношения параметров d, g. Если d >> g, то графики уравнений (44) и (45) могут не иметь общих точек пересечения. Это значит, что, если доля бюджетного дефицита значительно превышает темп экономического роста, в экономике невозможно достижение равновесного состояния. Если, напротив, d < g, тогда уравнение (43) будет иметь единственное решение. Если d > g, достижимы два равновесных состояния в точках A и B. Точка A характеризуется относительно низким ожидаемым темпом инфляции. В точке B равновесие достигается при высоких инфляционных ожиданиях.

С помощью уравнения (41) можно показать, что при условии α∙β < 1 устойчивое равновесие достигается в точке A. При условии α∙β > 1 устойчивым является равновесие в точке B.

Пусть α∙β < 1. Тогда при инфляционных ожиданиях Mih61.wmf производная Mih62.wmf. Это значит, что инфляционные ожидания будут расти, пока экономика не придёт в состояние A. Если Mih63.wmf, тогда инфляционные ожидания будут снижаться до тех пор, пока не будет достигнута точка A. В случае выполнения неравенства Mih64.wmf инфляционные ожидания будут расти неограниченно. Таким образом, устойчивое равновесное состояние экономики достигается в точке A.

Пусть α∙β > 1. Тогда при инфляционных ожиданиях Mih65.wmf производная Mih66.wmf. Это значит, что в рамках модели Бруно – Фишера инфляционные ожидания будут неограниченно снижаться. Если Mih67.wmf, производная Mih68.wmf. Это значит, что ожидаемый темп инфляции будет расти до тех пор, пока экономика не достигнет равновесного состояния B. Если Mih69.wmf, то Mih70.wmf, и инфляционные ожидания будут падать до уровня Mih71.wmf. Таким образом, устойчивое равновесие экономики достигается в точке B.

Оценка реакций российских экономических агентов на рост инфляции

Модель адаптации инфляционных ожиданий имеет вид

Mih72.wmf (46)

0 < β < 1.

Для дискретных переменных модель может быть записана в виде

Mih73.wmf (47)

0 < β < 1.

В модели (47) предполагается, что приращение инфляционных ожиданий пропорционально ошибке ожиданий Mih74.wmf с коэффициентом пропорциональности β. Данный коэффициент характеризует скорость пересмотра инфляционных ожиданий и является показателем «нервозности» экономических агентов. Чем ближе β к единице, тем большее влияние оказывает фактический текущий темп инфляции на ожидаемый темп инфляции в предстоящем временном периоде.

Переменная будущих инфляционных ожиданий Mih75.wmf не наблюдаема. Поэтому для оценивания параметра β требуются специальные эконометрические построения.

Рассмотрим спецификацию модели общего вида влияния ожидаемого (фактически не наблюдаемого) значения переменной Xt на фактически наблюдаемую переменную Yt:

Mih76.wmf (48)

Mih77.wmf – ожидаемое значение регрессора в период t + 1. Так как значение переменной является ожидаемой оценкой, его заменяют наблюдаемой переменной, например, текущего или предшествующих периодов. Модели адаптивных ожиданий используются в ситуациях, когда экономические показатели чувствительны к ожиданиям относительно будущего.

В модели (48) адаптивных ожиданий используется замена:

Mih78.wmf (49)

где Mih79.wmf определяется как среднее взвешенное между текущим значением переменной Xt и её ожидаемым значением в предыдущий период Mih80.wmf.

Данное выражение следует из модели адаптации ожиданий:

Mih81.wmf (50)

согласно которому приращение ожиданий пропорционально ошибке ожиданий.

В итоге исходная спецификация (48) принимает вид

Mih82.wmf (51)

Для замены переменной Mih83.wmf фактически наблюдаемой переменной проведем преобразование Койка. Запишем данное уравнение для момента t – 1 и умножим на множитель (1 – β):

Mih84.wmf (52)

Разность двух уравнений (51) и (52):

Mih85.wmf (53)

или

Mih86.wmf (54)

Mih87.wmf (55)

Mih88.wmf (56)

Инфляционные ожидания учитываются при реализации экономической, в частности денежно-кредитной, политики. Рассмотрим модель влияния ожидаемого темпа инфляции на уровень предложения денег в экономике.

Спецификация модели имеет вид

Mih89.wmf (57)

где Mt – денежная масса (агрегат М2) в постоянных ценах (1999 г.). После преобразования по описанной выше схеме получим уравнение

Mih90.wmf (58)

Mih91.wmf (59)

Mih92.wmf (60)

Для оценивания параметров модели использовались данные, представленные в табл. 1. Оцененная модель имеет вид

Mih93.wmf (61)

Все полученные оценки параметров статистически значимы. Объясняющая способность модели в соответствии с коэффициентом детерминации R2 составляет 98 %.

Согласно оцененной модели (61) коэффициент адаптации инфляционных ожиданий составляет величину Mih94.wmf, т.е. имеет место следующее правило пересмотра инфляционных ожиданий:

Mih95.wmf (62)

Из данного правила следует, что инфляционные ожидания Mih96.wmf на 14 % определяются текущим фактическим темпом инфляции πt и на 86 % инфляционными ожиданиями текущего периода Mih97.wmf.

Модель, объясняющая уровень предложения денег Mt в экономике ожидаемой инфляцией Mih98.wmf, имеет вид

Mih99.wmf (63)

Согласно модели (63) увеличение в обществе инфляционных ожиданий на 1 % сопряжено с уменьшением предложения денег в российской экономике в среднем на 266,1 млрд руб.

Модель влияния ожидаемого темпа инфляции на инвестиционный спрос

Инфляционные ожидания играют значительную роль при принятии фирмами решений относительно инвестирования. Оценим параметры модели влияния ожидаемого темпа инфляции на инвестиционные расходы:

Mih100.wmf (64)

где It – инвестиции в основной капитал в постоянных ценах (1999 г.).

После перехода к фактически наблюдаемым переменным получим уравнение

Mih101.wmf (65)

Mih102.wmf (66)

Mih103.wmf (67)

В уравнение (65), (66) добавлена фиктивная переменная наклона Mih104.wmf для отражения в модели влияния на значение параметра γ2 = 1 – β кризисных явлений в экономике, способных повлиять на правило пересмотра инфляционных ожиданий фирм.

В данной модели фиктивная переменная dt принимает значение 1 в случае усиления кризисной ситуации в России или значение 0 в случае ее ослабления.

Оцененная модель имеет вид

Mih105.wmf (68)

Полученные оценки параметров значимы. Объясняющая способность модели составляет 98 %.

В случае dt = 0 коэффициент адаптации инфляционных ожиданий бизнеса составляет величину Mih106.wmf, т.е. имеет место следующее правило пересмотра инфляционных ожиданий:

Mih107.wmf (69)

Из данного правила следует, что инфляционные ожидания Mih108.wmf на 2,4 % определяются текущим фактическим темпом инфляции πt и на 97,6 % инфляционными ожиданиями текущего периода Mih109.wmf.

Соответственно, модель влияния инфляционных ожиданий на инвестиционный спрос имеет вид

Mih110.wmf (70)

Для случая dt = 1 коэффициент равен Mih111.wmf. В этом случае правило пересмотра инфляционных ожиданий имеет вид

Mih112.wmf (71)

В случае усиления кризиса модель влияния инфляционных ожиданий на инвестиционный спрос имеет вид

Mih113.wmf (72)

Согласно моделям (71) и (72) в России в период с 2001 по 2018 г. имели место следующие инфляционные ожидания, представленные в табл. 3.

Из модели Бруно – Фишера следует, что по величине произведения коэффициентов α и β можно судить о характере поведения экономических агентов. В соответствии с проведенными эконометрическими расчетами в рамках моделей эмиссионного финансирования Фридмана и Бруно – Фишера имеют место следующие оценки α∙β, представленные в табл. 4.

Таблица 3

Сопоставление фактических и ожидаемых темпов инфляции в российской экономике в период времени с 2001 по 2018 г.

Год

πt

Mih114.wmf

Год

πt

Mih115.wmf

2001

36,53

11,74

2010

13,28

22,36

2002

20,18

13,31

2011

8,80

2,72

2003

18,58

13,53

2012

8,78

2,68

2004

15,06

1,73

2013

6,10

2,79

2005

11,99

1,85

2014

6,57

21,27

2006

11,73

1,97

2015

6,47

17,77

2007

10,92

2,02

2016

11,35

17,52

2008

9,00

2,33

2017

12,91

2,06

2009

11,87

2,88

2018

5,39

2,05

Таблица 4

Количественные оценки «нервозности» российских экономических агентов

Состояние российской экономики

α

β

α∙β

Усиление кризисной ситуации

0,037

0,22

0,0081

Ослабление кризисной ситуации

0,07

0,024

0,0017

Таким образом, для российских экономических агентов, в частности инвесторов, в период с 1999 по 2018 г. характерна относительно низкая скорость пересмотра инфляционных ожиданий β и невысокая реакция спроса на деньги относительно текущего темпа инфляции при его увеличении на 1 %. При этом в периоды усиления кризисных явлений реакции на рост темпа инфляции существенно более выраженные.

Соответствующие инфляционным ожиданиям Mih116.wmf равновесные доли dt покрытия дефицита государственного бюджета за счет денежной эмиссии приведены в табл. 5.

Таблица 5

Темпы экономического роста, инфляционные ожидания и соответствующие им равновесные доли финансирования дефицита государственного бюджета за счет дополнительной денежной эмиссии

Год

gt

Mih117.wmf

dt

Год

gt

Mih118.wmf

dt

2001

2,02

11,74

13,17

2010

4,55

22,36

26,49

2002

0,92

13,31

13,54

2011

12,32

2,72

15,01

2003

11,16

13,53

24,46

2012

-3,99

2,68

2004

5,41

1,73

7,13

2013

1,31

2,79

4,06

2005

8,13

1,85

9,97

2014

10,36

21,27

29,24

2006

3,80

1,97

5,76

2015

-2,69

17,77

14,12

2007

12,29

2,02

14,29

2016

-0,05

17,52

17,26

2008

3,46

2,33

5,78

2017

1,59

2,06

3,64

2009

-6,03

2,88

2018

2,25

2,05

4,29

Заключение

В ходе проведенного эконометрического исследования на основе теоретических моделей эмиссионного финансирования Фридмана и Бруно – Фишера были построены и оценены эконометрические модели с включением фиктивных переменных, отражающих общее состояние российской экономики с точки зрения усиления или ослабления дестабилизирующих факторов. Эконометрический анализ возможности эмиссионного финансирования дефицита государственного бюджета в рамках моделей Фридмана и Бруно – Фишера, представленный в данной статье, позволил сделать следующие выводы.

Для относительно стабильных лет развития российской экономики за период с 1999 по 2018 г. критический уровень темпа инфляции, при котором имелась возможность извлекать максимальный реальный сеньораж, составлял величину 14,4 %. Скорость пересмотра инвесторами инфляционных ожиданий β в эти годы составляла величину 0,024. Это означает, что инфляционные ожидания Mih119.wmf на 2,4 % определялись текущим фактическим темпом инфляции πt и на 97,6 % ожидаемым темпом инфляции на текущий период Mih120.wmf. Реакция функции спроса на деньги при увеличении темпа инфляции на 1 % прямо пропорциональна темпу инфляции с коэффициентом пропорциональности α = 0,07. Относительно низкая величина мультипликативного параметра α∙β = 0,0017 говорит о спокойных реакциях экономических агентов на рост инфляции.

В годы усиления кризисных явлений в экономике России за период с 1999 по 2018 г. критический темп инфляции с точки зрения максимизации реального сеньоража был равен 27,2 %. Скорость пересмотра инфляционных ожиданий β для этих лет составляла величину 0,22. То есть инфляционные ожидания Mih121.wmf на 22 % определялись текущим фактическим темпом инфляции πt и на 78 % – ожидаемым темпом инфляции на текущий период Mih122.wmf. Реакция спроса на деньги при увеличении темпа инфляции на 1 % прямо пропорциональна темпу инфляции с коэффициентом α = 0,37. Это означает, что в кризисные годы реакция экономических агентов на рост темпа инфляции менее «спокойная». В совокупности со скоростью пересмотра инфляционных ожиданий характеристика «нервозности» экономических агентов более высокая, α∙β = 0,0814.


Библиографическая ссылка

Михалева М.Ю. ЭКОНОМЕТРИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ВОЗМОЖНОСТИ ЭМИССИОННОГО ФИНАНСИРОВАНИЯ ДЕФИЦИТА ГОСУДАРСТВЕННОГО БЮДЖЕТА // Фундаментальные исследования. – 2020. – № 6. – С. 91-102;
URL: https://fundamental-research.ru/ru/article/view?id=42784 (дата обращения: 24.09.2021).

Предлагаем вашему вниманию журналы, издающиеся в издательстве «Академия Естествознания»
(Высокий импакт-фактор РИНЦ, тематика журналов охватывает все научные направления)

«Фундаментальные исследования» список ВАК ИФ РИНЦ = 1.074