Особенности хозяйственной динамики в переходной экономике России

Аннотация
Уже несколько лет подряд на стыке двух годовых периодов основной проблемой российских экономистов является ответ на вопрос: изменится ли динамика хозяйственного развития в нашей стране. Всякий раз в конце года (как правило, по итогам одиннадцати месяцев) сначала появляются оптимистические прогнозы, указывающие на сохранение значительного потенциала развития. Затем по завершении декабря все больше специалистов начинают склоняться к пессимистическим оценкам. В конечном счете, решающими оказываются итоги развития января-февраля. В прошлом году они оказались довольно удачными (промышленное производство выросло за первые два месяца 2001 г., по данным Госкомстата, на 5,4%, инвестиции – на 6,6%) и в значительной мере предсказали результаты года в целом.

В этом году ситуация несколько иная. Темпы наращивания выпуска за январь-февраль снизились до 2,1%. Динамика инвестиций еще более удручающая – 0,3% прироста относительно соответствующего периода прошлого года. Как результат, все более отчетливо среди российских экономистов начинают звучать тревожные прогнозы итогов года и даже самые известные либералы начинают предлагать различные рецепты административного предотвращения «неминуемой» рецессии.

На наш взгляд, причина такой ситуации напрямую связана с недостаточно четким пониманием природы и направленности хозяйственной динамики в российской экономике. Среди отечественных экономистов и политиков явно просматривается желание видеть среди основных факторов роста производства инвестиции и внутренний конечный спрос. Формальных подтверждений этой позиции достаточно. Самой динамичной по итогам 2001 г. были пищевая промышленность, где выпуск увеличился на 8,4%, а также машиностроение и металлообработка, итоговый прирост производства в котором составил 7,2%.

Однако, выступая в явном виде, эти факторы роста все-таки вторичны. Первопричиной же является динамика экспорта сырьевых и топливных товаров, благодаря чему и были запущены механизмы внутреннего спроса. В 2001 г. удельный вес экспортоориентированных отраслей в инвестициях в основной капитал в промышленности достиг 71,8%, в прибыли – 85%.

Расчеты, проведенные по моделям гребневой регрессии с учетом различных факторов роста, позволили установить, что за счет экспорта было сформировано 87,7% прироста промышленного производства в России ^[1] . На внутренние факторы при формировании хозяйственной динамики пришлось лишь 12,3% (рис. 1). В 1999 г. ситуация была в принципе такой же. Изменения промышленного производства в тот период на 86,6% были обусловлены экспортом и лишь на 13,4% - внутренними факторами. Если рассматривать фазу роста национальной экономики за период с октября 1998 г. по декабрь 2001 г., т.е. за весь послекризисный период, получается аналогичная картина: экспорт определяет 76,5% промышленного производства, тогда как внутренние факторы – 23,5%.

Впрочем, сама по себе высокая внешняя зависимость экономического роста в России не является уникальной. Во многих развитых странах мира (Бельгии, Ирландии, Голландии) доминирование экспорта в структуре факторов роста не меньше. Главной особенностью отечественной хозяйственной динамики является минимальный уровень диверсификации экспортных потоков, преобладание в их составе топливных и сырьевых ресурсов. Согласно данным Госкомстата, на готовую продукцию приходится лишь 9,2% российского экспорта, тогда как на минеральные продукты - 56,7% и на продукцию металлургического комплекса - 15,3%.

Именно сырьевая направленность российского экспорта ставит хозяйственную динамику в зависимость от малейших колебаний мировой хозяйственной конъюнктуры и сезонности спроса. Экспорт сырья и энергоносителей характеризует крайняя нестабильность. Например, коэффициент вариации мировой цены на сырую нефть в период с начала 1999 г. по июль 2001 г. составил 20,7%, природного газа – 34,2%, никель – 22,4%, алюминия – 8,9%. Колебания темпов роста экспорта по месяцам зафиксированы для этого периода в пределах от 71,4% до 116,3% при среднемесячной характеристике изменений в 103,6%. И динамика промышленного роста повторяет эти колебания, что отчетливо видно на рис. 2.

 

Наиболее естественной реакцией предприятий на сокращение внутренних источников финансирования в условиях негативной внешнеэкономической конъюнктуры становится сжатие инвестиционной деятельности. Первыми обычно уменьшаются вложения в запасы, поскольку это минимально сказывается на эффективности текущего производства. Однако по мере торможения экономического роста сокращения вложений в оборотный капитал оказывается недостаточно, чтобы компенсировать падение доходов компаний. В результате предприятия начинают снижать капитальные затраты.

Именно это и наблюдается сейчас в России. В течение второго полугодия 2001 г. конъюнктурные опросы ЦЭК фиксировали уменьшение запасов готовой продукции в ответ на сжатие внешнего и внутреннего спроса на фоне слабой положительной динамики капитальных вложений. Однако к концу 2001 г. стабилизационные возможности сокращения оборотного капитала были исчерпаны и, несмотря на рост производства, в целом ряде отраслей инвестиции в основной капитал также стали снижаться. Как результат, наименьшая динамика производства в декабре 2001 г. была зафиксирована в машиностроении и металлообработке, т.е. в отрасли, ориентированной, главным образом, на инвестиционный спрос. По данным Госкомстата, при общем темпе увеличения производства по промышленности на 2,6% здесь был зафиксирован спад в 1,1%.

В развитых странах мира негативное влияние повышенных колебаний доходов реального сектора на инвестиции в значительной мере компенсирует деятельность финансовой системы. Как показывают эконометрические расчеты, проведенные за рубежом, ее включение в инвестиционный процесс оказывает существенное стабилизирующее влияние на экономическую ситуацию и динамику выпуска. Например, результаты расчетов С. Фаззари, Р. Хаббарда и Б. Петерсена (Fazzary S.M., Hubbard G., Petersen B.C.) свидетельствуют, что в случае "идеальных" рынков капитала инвестиционные вложения перестают зависеть от динамики денежных потоков, а амплитуда их колебаний сокращается ^{[2] .} Схожий вывод был получен У. Эстерли, Д. Исламом и Д. Стиглицем (Easterly W., Islam R., Stiglitz J.E.). На основе анализа межстрановой экономической динамики они установили, что увеличение кредитования сокращает колебания производства ^{[3] .} Причем доказано, что первичной реакцией финансовых учреждений рыночных экономик на негативные изменения выпуска становится рост финансирования реального сектора, призванный не допустить банкротство заемщиков. Неслучайно максимальный спад выпуска, запасов и инвестиций в развитых странах мира (например, в США) происходит лишь через 6–9 месяцев после первичного спросового шока.

В России финансовая система в гораздо меньшей степени, чем в рыночных экономиках, вовлечена в инвестиционные процессы реального сектора. Доля капитальных вложений, осуществляемых из собственных средств, составила в нашей стране, по данным Госкомстата, 48,7%, удельный вес кредитования в ВВП не превышает 10,8%. При этом даже предоставляемое рыночное финансирование почти полностью приходится на экспортные предприятия и осуществляется, главным образом, в рамках тесных межфирменных взаимоотношений. По данным ЦМАКП, доля экспортеров в объеме кредитования банковской системой составляет 80% (состояние на 2000 г.).

Как результат, большинство отечественных компаний оказалось перед необходимостью создания своих механизмов стабилизации производства и капитальных вложений, главным из которых, на наш взгляд, является ценовой. В отсутствии достаточного по размеру финансового сектора и высокой нестабильности собственных денежных доходов единственной возможностью для предприятий является привлечение ими внешних финансовых ресурсов контрагентов. Этого удается достичь благодаря неодинаковой динамике цен. Однако возможности повышения цен для разных отраслей далеко неодинаковые. И если постоянные попытки ускоренного повышения цен со стороны естественных монополий часто оказываются успешными, то для большинства отраслей, ориентированных на внутренний спрос, реализация такой политики затруднена ввиду крайне низкого уровня конкурентоспособности продукции. Доля производственных мощностей, не позволяющих выпускать конкурентоспособную продукцию, составляет, по данным Минэкономразвития, в легкой промышленности более 40%, а в машиностроении и металлообработке - почти 32%. Причем в силу ограниченности возможностей отечественных производителей по выпуску качественной продукции, от 50% до 80% ассортимента по различным товарным группам формируется за счет импортных поставок.

Чтобы хоть как-то обеспечить сбыт своей некачественной продукции, по целому ряду ассортиментных позиций российские компании, ориентированные на внутренний конечный спрос, начинают сознательно занижать цены относительно импортных аналогов, а также следовать в ценообразовании за инфляцией в потребительской сфере. Зачастую этого удается достичь лишь за счет продажи в убыток. На протяжении последних трех лет удельный вес убыточных промышленных предприятий, по данным Госкомстата, не опускался ниже 34%, а доля плановой убыточности продукции в суммарных затратах, по данным Российского экономического барометра (РЭБ), устойчиво превышала 25%.

При этом периоды спада и роста экономики отражаются на тактике поведения производителей. В период кризисного развития острота проблемы убыточного «дотирования» сбыта в значительной мере снималась благодаря использованию в промышленности практики неплатежей, формировавших 70-80% от общей суммы платежей в экономике. Такие расчеты позволяли хозяйствующим субъектам приобретать большую часть необходимой продукции и услуг без “живых” денег, а значит, динамика стоимости промежуточной продукции и услуг практически не оказы­вала сколько-нибудь ощу­тимого воздействия на уровень цен производимой конечной продукции. Происходила своеобразная «консервация» увеличения издержек в виде взаимной задолженности при неизменности цен и характера производства. А это автоматически означало невозможность использования ценовых методов стабилизации производства и сбыта даже производствами, продукция которых была вне конкуренции на внутреннем рынке (таких, как сырьевые, топливные и энергетические отрасли). Любое повышение здесь цен практически полностью выражалось в увеличении объема неплатежей, не принося дополнительного финансового результата.

С переходом к этапу роста экономики ситуация изменилась. Девальвация августа 1998 г. значительно ослабила жесткость ограничений производства со стороны спроса в большинстве отраслей промышленности. Согласно результатам опросов РЭБ, к 1999 г. число предприятий, испытывающих такие ограничения, сократилось до 37% против 54% в 1997-1998 гг. и 58% в 1996 г. Как результат, объем неплатежей в экономике стал стремительно снижаться. По данным Госкомстата, к началу 1999 г. удельный вес неденежных расчетов в экономике снизился до 40,8%, а к концу 2001 г. достиг уровня 22,6%. Повысившаяся платежная дисциплина привела к тому, что динамика цен в отраслях, производящих продукцию и услуги промежуточного назначения, стала менее зависимой от сбытов\й ситуации в отраслях, ориентированных на конечный спрос, что позволило последним более интенсивно использовать ценовые методы стабилизации производства и инвестиций.

Различия во взаимосвязи ценовых динамик реального и потребительского секторов экономики в периоды спада и роста национального хозяйства подтверждаются и математико-статистическими расчетами. В табл. 1 представлены значения взаимнокорреляционных функций с различным временным лагом для периода негативной динамики (январь 1994 г. - июль 1998 г.) и в условиях перехода к росту национального хозяйства и кардинального снижения значимости неденежных платежей (октябрь 1998 г. - ноябрь 2001 г.) [4] . По максимальной величине коэффициента взаимной корреляции видно, что существует статистически значимое запаздывание влияния индекса потребительских цен на отпускные цены в реальном секторе в период спада. Для цен производителей промышленной продукции период запаздывания составил один месяц (r = 0,945). Такой же временной лаг характерен для химической и нефтехимической (r = 0,921), топливной промышленности (r = 0,855), а также машиностроения (r = 0,938). На цены в промышленности строительных материалов, черной  металлургии и на тарифы на грузовые перевозки наиболее сильное воздействие инфляции в потребительской сфере наблюдается через три месяца. Коэффициенты взаимной корреляции соответственно равны 0,934; 0,909; 0,770. Максимальный период запаздывающего влияния индекса потребительских цен на цены производителей зафиксирован в электроэнергетике, где он составил четыре месяца (r = 0,831). В остальных отраслях изменение отпускных цен в период с января 1994 по июль 1998 г. происходило синхронно динамике индекса потребительских цен (для пищевой r = 0,957, лесной, деревообрабатывающей и целлюлозно-бумажной r = 0,942, для легкой промышленности r = 0,932, цветной металлургии r= 0,854).

Таблица 1

Взаимнокорреляционные функции динамики потребительских цени цен в реальном секторе экономики в период спада и подъема экономики^*

Показатели	Период запаздывания (месяцы)
	0	1	2	3	4	5	6	7
Индекс цен производителей промышленной продукции	0,940	0,945	0,888	0,866	0,735	0,635	0,578	0,518
	0,565	0,654	0,546	0,434	0,406	0,372	0,382	0,432
Индекс цен в легкой промышленности	0,932	0,893	0,792	0,796	0,676	0,621	0,591	0,575
	0,693	0,748	0,777	0,596	0,383	0,298	0,229	0,315
Индекс цен в пищевой промышленности	0,957	0,926	0,822	0,715	0,591	0,499	0,476	0,487
	0,862	0,845	0,747	0,629	0,499	0,375	0,369	0,545
Индекс цен в промышленности строительных материалов	0,864	0,902	0,907	0,934	0,870	0,799	0,756	0,712
	-0,015	0,080	-0,031	-0,074	-0,088	-0,079	0,082	0,355
Индекс цен в машиностроении	0,921	0,938	0,853	0,871	0,742	0,621	0,564	0,508
	0,696	0,819	0,611	0,481	0,475	0,323	0,232	0,302
Индекс цен в черной металлургии	0,856	0,890	0,886	0,909	0,792	0,704	0,624	0,577
	0,249	0,400	0,458	0,503	0,485	0,541	0,499	0,494
Индекс цен в цветной металлургии	0,854	0,787	0,720	0,631	0,515	0,506	0,476	0,328
	0,543	0,739	0,515	0,402	0,422	0,217	0,135	0,090
Индекс цен в химической и нефтехимической промышленности	0,892	0,921	0,871	0,849	0,818	0,691	0,551	0,505
	0,523	0,559	0,478	0,359	0,345	0,140	0,091	0,138
Индекс цен в лесной, деревообрабатывающей и целлюлозно-бумажной промышленности	0,942	0,937	0,888	0,836	0,738	0,651	0,569	0,521
	0,736	0,764	0,761	0,641	0,591	0,534	0,391	0,387
Индекс цен в электроэнергетике	0,634	0,670	0,692	0,813	0,831	0,660	0,686	0,584
	-0,248	-0,011	0,007	-0,248	-0,254	-0,233	-0,230	-0,300
Индекс цен в топливной промышленности	0,832	0,855	0,808	0,716	0,540	0,449	0,360	0,315
	0,142	0,157	0,106	0,169	0,235	0,316	0,372	0,460
Индекс тарифов на грузовые перевозки	0,596	0,730	0,761	0,770	0,744	0,597	0,453	0,369
	-0,108	-0,096	-0,112	-0,148	-0,153	-0,166	-0,068	-0,041

*) Здесь первая строка - взаимнокорреляционная функция в период спада (январь1994 г. - июль 1998 г.);  вторая - в период подъема (октябрь 1998 г. - декабрь 2001 г.).

При анализе взаимнокорреляционных функций в период подъема экономики установлено резкое изменение характера ценовых процессов.

Во-первых, динамика цен производителей в естественных монополиях (топливной промышленности, электроэнергетики и грузового железнодорожного транспорта), а также в промышленности строительных материалов перестала быть связанной с изменениями инфляции на потребительском рынке, что выразилось в статистически незначимых коэффициентах их взаимной корреляции.

Во-вторых, для цен производителей промышленной продукции произошло снижение влияния индекса потребительских цен (r = 0,654), хотя период запаздывания остался равным одному месяцу.

На уровне отдельных отраслей также прослеживается некоторое изменение характера ценовой динамики. Наибольше воздействие на цены производителей индекс потребительских цен оказывает в пищевой промышленности (r = 0, 862) без лага, машиностроении (r =0,819) с лагом в один месяц, а также в легкой промышленности (r =0, 777) с лагом в два месяца. Чуть  меньше влияние потребительской инфляции на динамику отпускных цен в отраслях-экспортерах. В лесной, деревообрабатывающей и целлюлозно-бумажной промышленности (r =0,764), цветной металлургии (r =0,739), химической и нефтехимической промышленности (r =0,559) период запаздывания составляет один месяц.

Сравнение характеристик взаимосвязи отраслевых ценовых траекторий было дополнено исследованием их однородности с помощью непараметрического рангового критерия Краскела и Уоллиса, который позволяет проводить исследования в отсутствии сведений о законе распределения ^[5] .

Исходной точкой при расчете данного критерия стало объединение всех помесячных данных по отраслевым индексам цен производителей  для m анализируемых отраслей (в нашем случае m=10). Далее они были расположены в единый вариационный ряд, где каждому значению члена ряда присвоили соответствующий ранг от 1 до n с отметкой номера отрасли. Для равных значений членов вариационного ряда, характеризующих разные отрасли, назначался одинаковый (средний) ранг.

Статистика критерия Краскела и Уоллиса была рассчитана по формуле [6] :

,

где R_i – сумма рангов i-ой отрасли, а .

Величина Н при ni 5 и m 4 распределена по закону с k = m-1 степенями свободы.

Если выполнялось неравенство

,

то нулевая гипотеза об однородности ценового развития в отраслях промышленности не отвергалась. В противном случае принималась альтернативная гипотеза об их неоднородности.

В табл. 2 представлены результаты статистического анализа однородности динамики цен в отраслях промышленности для отдельных периодов с января 1994 по декабрь 2001 гг. В целом, они подтверждают полученные ранее выводы.

Результаты расчетов свидетельствуют об однородности ценовых динамик в период спада производства при доминировании системы неплатежей и следования за инфляцией в потребительской сфере. Исключение составили итоги анализа однородности ценовых изменений в отраслях промышленности, полученные для 1996 г. Представляется, что данная оценка обусловлена кардинальным изменением в этом году общего уровня инфляции в нашей стране. Так, если в 1995 г. прирост индекса цен производителей промышленной продукции достигал 175%,  индекса цен в электроэнергетике 198,7%, а увеличение цен в пищевой и легкой промышленности составляло соответственно 155,6% и 163,2%, то спустя год темпы изменения указанных показателей не превышали соответственно 25,6%, 35,4%, 21,8% и 20,2%.

Таблица 2

Результаты статистического анализа однородности динамики цен в отраслях промышленности в период с января 1994 по декабрь 2001 гг.

Периоды	Величина критерия Краскела и Уоллиса	Качественная характеристика ценовой динамики в течение периода
1994 г.	3,976	Однородная
1995 г.	2,897	Однородная
1996 г.	19,167	Неоднородная
1997 г.	12,068	Однородная
1998 г.*	6,726	Однородная
1999 г.	43,722	Неоднородная
2000 г.	17,064	Неоднородная
2001 г.	35,569	Неоднородная
Значение c2табл  (m-1=9) = 16,919

*) Данные по сентябрю 1998 г. не включены в анализ, поскольку ценовые изменения в этом месяц являются непосредственной реакцией на финансовый кризис и для годовых периодах расчетов могли изменить качественные выводы.

В условиях подъема экономики, когда значимость системы неденежных платежей резко снижается, наблюдается исчезновение однородности траекторий ценового развития на уровне отраслей.

Таким образом, важной особенностью прошедшего этапа развития российской экономики является использование в том или ином виде ценовых инструментов стабилизации производства в различных отраслях промышленности. В настоящее время в условиях замедления темпов роста национального хозяйства данное обстоятельство имеет крайне важное значение. При достижении пороговых минимальных значений рентабельности отраслями, имеющими наименьшую (из-за конкурентных качеств продукции) гибкость цен, в реальном секторе вновь могут возобновляться неплатежи, поскольку исходно их динамика связана с периодом спада. Ведь только благодаря неденежным расчетам, наиболее «слабые» производства  способны препятствовать оттоку финансовых ресурсов.

Собственно говоря, именно это и происходит в настоящее время. Согласно опросам Института экономики переходного периода (ИЭПП), в феврале 2002 г. практически во всех отраслях промышленности вновь возрос бартер, увеличилось число вексельных и зачетных схем. При этом статистические расчеты свидетельствуют о доминировании влияния индекса тарифов на грузовые перевозки и цен в отраслях ТЭКа, наиболее динамично растущих в последнее  время. Как свидетельствуют данные, представленные в табл. 3, изменение цен на электроэнергию ассоциируется теперь с практически единовременным увеличением объема просроченной кредиторской задолженности в промышленности. В остальных отраслях, генерирующих издержки, влияние ценовой динамики на квазиденежные платежи имеет период запаздывания до трех месяцев.

Иными словами, использование ценовых методов стабилизации производства и инвестиций в российской промышленности, обусловленное доминированием внешних причин роста и отсутствием эффективной финансовой системы, в условиях ухудшения хозяйственной конъюнктуры автоматически приводит к возобновлению практики неденежных расчетов в экономике. А это означает, что без реформирования финансовой системы и изменения структуры факторов хозяйственной динамики развитие нашей страны будет постоянно происходить по замкнутой спирали от временного оживления и инвестиций к спаду и неплатежам.

Таблица 3

Взаимнокорреляционные функции при влиянии динамики цен в отраслях ТЭК и тарифов на грузовом транспорте на индекс просроченной кредиторской задолженности в промышленности, строительстве, транспорте и сельском хозяйстве (январь 2000- декабрь 2001 гг.)*

Показатели	Период запаздывания (месяцы)
	0	1	2	3
	Значения коэффициентов корреляции для периода запаздывания
Индекс цен на электроэнергию	0,248	0,420	0,199	-0,142
	0,693	0,231	0,387	-0,096
Индекс цен на сырую нефть	-0,136	-0,186	0,092	0,135
	0,363	0,273	0,037	0,496
Индекс тарифов на грузовые перевозки	-0,148	-0,213	0,406	0,086
	0,144	0,147	-0,560	-0,044
Индекс цен на естественный газ	0,050	0,719	-0,034	0,299
	0,116	0,382	-0,149	-0,024
Индекс цен на уголь	-0,495	-0,476	0,084	-0,221
	0,228	0,331	0,269	0,626

*) Здесь первая строка - взаимнокорреляционные функции при влиянии динамики цен в отраслях ТЭК и тарифов на грузовом транспорте на индекс просроченной кредиторской задолженности в промышленности, строительстве, транспорте и сельском хозяйстве в период с января по декабрь 2000 г.; вторая – аналогичная функция, рассчитанная с января по декабрь 2001 г.

---

[1] Более подробно см.: Райская Н., Френкель А. Применение гребневой регрессии в статистическом моделировании // Экономика и математические методы. 1985. Т. XXI. Вып. 4, с. 715-725.

[2] Fazzary S. M., Hubbard G., Petersen B. C. Financing Constraints and Corporate Investment. – Brookings Papers on Economic Activity, 1988, 1, p. 141-195.

[3] Easterly W., Islam R., Stiglitz J. E. Shaken and Stirred: Explaining Growth Volatility. – World Bank Economic Review, 2000, forthcoming.

[4] Здесь и далее расчеты проводились с помощью программного обеспечения по математической статистике, разработанного в Центре макроэкономической стратегии Института экономики РАН.

[5] Более подробно см.: Сергиенко Я. Статистическое исследование ценовых процессов в реальном секторе росийской экономики // Вопросы статистики. 2002. № 2. С. 18-22.

[6] Айвазян С., Енюков И., Мешалкин Л. Прикладная статистика. Основы моделирования и первичная обработка данных. – М.: Финансы и статистика, 1983.