Результаты тестов на структурный сдвиг и оценки NAIRU для российских данных

ком параметра α на сетке на отрезке [0,1] (Анатольев, 2002). Резуль-

таты тестов и оценки параметров регрессии (5) приведены в табл. 1.

Оказалось, что для трех индексов – ИЦП, ИЦП-  и дефлятора ВВП–

параметр ожиданий α в результате поиска на сетке выходит на пра-

вую границу области значений, то есть α = 1. При таком высоком

значении α  замена бесконечного ряда запаздывающих значений ин-

фляции конечной суммой дает заведомо слишком грубое приближе-

ние. Фактически это означает, что слагаемое (1 − α) α

n

n=1

16

∑ π

t−n

 равно

нулю. Это равносильно полному отсутствию влияния предыстории

на инфляционные ожидания, то есть моделированию ожидания для

трех индексов ИЦП, ИЦП-  и дефлятора ВВП константой. В рабо-

те в целях экономии места приведен только вариант регрессии для

ИЦП, ИЦП-  и дефлятора ВВП, в котором априори опущен член

(1 − α) α

n

n=1

16

∑ π

t−n

. Поэтому в табл. 1 для этих трех показателей пара-

метр ожиданий не приведен.

Как было отмечено выше, индексы разбиваются по форме ожи-

даний на две группы. Первая группа состоит из удельных издержек

на труд, ИПЦ и БИПЦ. Вторая из ИЦП, ИЦП-  и дефлятора ВВП.

Внутри первой группы ожидания являются достаточно инерцион-

ными – от 0,88 до 0,95. Внутри второй группы инфляция, наоборот,

не зависит от предыдущей истории. С технической точки зрения раз-

личия в результатах обусловлены большой волатильностью индексов

из второй группы. С содержательной точки зрения эта избыточная

волатильность вызвана отсутствием механизма стабилизации цен из

второй группы индексов через укрепление рубля и замещение им-

портом. Например, рост цен на нефть приводит к повышению внут-

ренних цен производителей через возросшие издержки. В то же вре-

мя он приводит к укреплению рубля и, соответственно, удешевлению

потребительских цен благодаря удешевлению импортных товаров.

Этот эффект усиливается замещением отечественных потребитель-

ских товаров относительно дешевеющими импортными аналогами.

В результате импортные товары делают инфляцию на потребитель-

ском рынке стабильной, при том что темпы роста цен производите-

лей сильно колеблются.

Из результатов, приведенных в табл. 1, видно, что во второй по-

ловине выборки наблюдается отрицательная зависимость безрабо 

тицы с показателями инфляции. Причем для всех индексов, кроме

ИЦП- , коэффициенты, отражающие это влияние, значимы на 5%-м

уровне. Для всех индексов тест Quandt – Andrews отвергает гипотезу

о стабильности коэффициентов при безработице и константы на 5%-м

уровне. При этом, несмотря на то что дата структурного излома раз-

лична для различных индексов, вновь можно выделить две группы

индексов, для которых эти даты примерно совпадают. К первой груп-

пе относятся удельные издержки на труд, ИПЦ, БИПЦ и ИЦП- ,

ко второй – ИЦП и дефлятор ВВП.

* – Уровень значимости 10%; ** – 5%; *** – 1%. В скобках приведены асимптотические стандартные отклонения оценок

Примечания: W-статистика соответствует максимальному значению W-статистик, полученных в результате перебора даты

структурных изменений. Для расчета W-статистики была использована ковариационная матрица в форме W ite. Критические

значения соответствуют статистике Fmax

с двумя ограничениями и стандартным окном.

В то время как совпадение даты для ИПЦ и БИПЦ было вполне

ожидаемо ввиду того, что корзина БИПЦ входит в более обширную

корзину ИПЦ, различие момента перехода для ИЦП и ИЦП-   ка- ка ка--

жется несколько неожиданным. Возможной причиной различий меж-

ду группами может быть то, что ИЦП и дефлятор ВВП более вола-

тильные индексы, чем индексы из первой группы, и все различие

вызвано статистической ошибкой. Вообще говоря, моделирование

структурного перехода при помощи одномоментного скачка в коэф-

фициентах, безусловно, является упрощением. Скорее следует ожи-

дать некоторого постепенного изменения в параметрах. Поэтому про-

цедура поиска даты изменения коэффициентов и приводит к раз-

личным результатам для разных индексов. К тому же период между

наблюдаемыми датами переходов 2002–2007 гг. характеризуется ста-

бильной инфляцией и безработицей, что делает процедуру менее точ-

ной. Ситуация несколько усугубляется асимптотическим характером

проводимых тестов, при том что исследуемая выборка имеет малый

размер.

Несмотря на недостатки данной процедуры, все-таки она позво-

ляет говорить о том, что произошли изменения во взаимосвязи инф-

ляции и безработицы за период с 2002 по 2007 г. Так, для всех шес-

ти индексов значение коэффициента при безработице на выборках

до даты структурного перехода положительно, а после перехода ста-

новится отрицательным. При этом необходимо помнить, что вы-

сокий уровень значимости положительных коэффициентов при без-

работице для дефлятора ВВП, ИЦП и ИЦП-   может быть обуслов- может быть обуслов может быть обуслов--

лен смещением коэффициентов из-за исключения ожиданий из

модели.

Полученные результаты согласуются с тем фактом, что отрица-

тельная связь инфляции и безработицы не была отмечена исследователями до последнего времени. Это объясняется функционирова-

нием особой переходной модели российского рынка труда в 1990-х –

начале 2000-х годов. Отрицательное же значение коэффициента при

безработице на выборке после 2002 г. (2007 г. – для дефлятора ВВП

и ИЦП) может свидетельствовать об изменении на рынке труда и

переходе к западной модели, при которой фирмы прибегают к со-

кращению рабочих мест во время кризиса вместо сокращения зара-

ботной платы. Здесь ключевым наблюдением является отрицатель-

ная зависимость удельных издержек на труд и безработицы. Именно

она позволяет говорить о том, что в России начал действовать меха-

низм влияния безработицы на цены через заработную плату и рост

издержек производителей, лежащий в основе неокейнсианской мо-

дели кривой Филлипса. Полученные в данной работе результаты мо-

гут означать, что совокупное влияние изменений в институциональ-

ной среде привело к изменениям в макроэкономических взаимосвя-

зях. Это можно интерпретировать как переход к западной модели

рынка труда по мере трансформации российской экономики.

Поскольку на второй части выборки коэффициент при безрабо-

тице принимает отрицательное значение, имеет смысл говорить о

существовании уровня безработицы, не ускоряющего инфляцию

(NAIRU NAIRU). На основе оценки коэффициента при безработице и кон- ). На основе оценки коэффициента при безработице и кон ). На основе оценки коэффициента при безработице и кон--

станты в регрессии была получена оценка NAIRU как частное этих

оценок. Стандартное отклонение такой оценки получено на осно-

ве асимптотической теории. Хотя, как показано в (  taiger taiger, , ,    toc toc toc , Wat-    ,, Wat- , Wat- , Wat- Wat- Watson, 1996), доверительный интервал, построенный таким методом

недостаточно точен, для целей данной работы такая оценка пред-

ставляется достаточной. Оценки NAIRU для периодов с отрица- NAIRU для периодов с отрица для периодов с отрица--

тельным коэффициентом при безработице приведены в табл. 1.

Оценки по всем индексам совпадают с точностью до стандартного

отклонения, причем для первых пяти индексов различия составля-

ют не более 1%.

В рамках представлений о существовании уровня NAIRU можно

говорить о том, что при безработице выше 8% инфляция в России

замедляется, а при безработице ниже этого уровня – ускоряется. При

этом изменение безработицы на один процентный пункт влияет на

различные показатели инфляции с разной силой. Так, например, па-

дение занятости на один процентный пункт приводит к падению тем-

пов роста заработной платы на 4,5 п.п. при постоянной производительности труда. На потребительские цены влияние подобных изме-

нений занятости слабее в 2 раза (на 2,25 п.п.), а на цены производи-

телей и на дефлятор ВВП – в 2 раза сильнее (на 7,06 п.п.). Различия

во влиянии, по-видимому, можно отнести к тому, что в потребитель-

ских ценах присутствует большая доля цен на импортные товары.

Так, рост цен на отечественные товары сдерживается возможностью

их замещения на импортные аналоги. Поэтому и влияние безрабо-

тицы на рост потребительских цен слабее, чем изначальное влияние

на издержки на труд.

Наблюдаемое положительное значение коэффициента при без-

работице в начале 2000-х годов связано с особой переходной специ-

фикой российского рынка труда. Дело в том, что во время спада 1998–

1999 гг. фирмы использовали как сокращение работников, так и

уменьшение реальной заработной платы. В результате того, что фир-

мы использовали обе меры, одновременно наблюдалась и повышен-

ная безработица, и повышенная инфляция. Этому способствовало,

прежде всего, сильное влияние роста цен на импортные товары, вы-

званное падением курса рубля.

В то время как первая мера – сокращение числа работников –

характерна для стабильных рыночных экономик, вторая – сокраще-

ние реальной заработной платы – была возможна только в условиях

переходного рынка труда и высокой инфляции. Этому также способ-

ствовали формально-правовая среда и ослабленный контроль госу-

дарства за фирмами, описанные в разд. 2.

На знак коэффициента при безработице, возможно, также по-

влияла упрощенная форма инфляционных ожиданий в виде геоме-

трически распределенных лагов. В дальнейших исследованиях для

уточнения оценок имеет смысл попробовать оценить спецификацию

ожиданий в более общей форме. Так, возможно, в начале 2000-х го-

дов инфляционные ожидания были больше, чем предполагается в

рамках используемой модели. Этот аргумент в особенности относит-

ся ко второй группе индексов: дефлятор ВВП, ИЦП, ИЦП- .

Также смещение коэффициента при безработице в положитель-

ную сторону могло быть обусловлено тем, что NAIRU был выше в

1998–2001 гг. Фактически это означает, что, несмотря на высокий

уровень безработицы, он был не выше NAIRU. В некотором смысле

это согласуется с тем мнением, что если бы фирмы не уменьшали

реальную заработную плату в тот период, то безработица была бы ещ  выше. Это любопытное наблюдение можно исследовать количест-

венно в рамках модели с переменным уровнем инфляции (  or- ordon,  toc , 1998).

В конце раздела стоит сказать несколько слов о влиянии факто-

ра издержек на инфляцию. Оценки коэффициентов при темпах рос-

та обменного курса и темпах роста цен на нефть приведены в табл. 1.

В целом результаты согласуются с предположениями. Как и следо-

вало ожидать, два выделенных фактора не влияют на удельные из-

держки на труд. Обменный курс оказывает статистически значимое

влияние на потребительские цены, что объясняется ростом цен на

импортные товары. Тем не менее это влияние экономически незна-

чимо. Статистическая же значимость обусловлена сильным влия-

нием падения курса рубля, сосредоточенным внутри небольшого

периода времени в 1998–1999 гг., при практическом отсутствии вли-

яния на последующих периодах. Влияние курса на три других ин-

декса незначимо на 5%-м уровне.

Цены на нефть влияют на четыре индекса цен из пяти – на все, 

кроме БИПЦ. На рост удельных издержек на труд цена на нефть так-

же не влияет. Влияние цен на нефть на индексы было описано выше

в соответствующем разделе работы. Как видно из табл. 1, цены на

нефть в большей степени влияют на цены производителей – рост цен

на нефть на 1 п.п. приводит к росту цен производителей на 0,15 п.п.,

что превышает аналогичные показатели влияния для других индек-

сов цен.

6. Заключение

Главным результатом, полученным в данной работе, является под-

тверждение гипотезы о возникновении отрицательной зависимости

между инфляцией, выраженной шестью различными индексами цен,

в том числе и по номинальной заработной плате, и уровнем безра-

ботицы. Так, в начале 2000-х годов оно было статистически незна-

чимым, но уже после 2002 г. можно говорить о наличии статистиче-

ски существенного сдерживающего влияния безработицы как пере-

менной спроса на инфляцию. Полученный результат может говорить

о появлении качественных изменений на рынке труда. Оценки датыструктурного перехода 2003–2007 гг. позволяют высказать предпо-

ложения о том, почему в более ранних работах это влияние не было

обнаружено.

В работе получены некоторые количественные оценки влияния

уровня безработицы на цены (и возможного уровня NAIRU NAIRU). Ши- ). Ши ). Ши--

рокая информационная база показателей инфляции в виде шести

временных рядов, по-видимому, позволяет говорить о наличии это-

го влияния. С другой стороны, содержательный анализ изменений в

институциональной среде также может свидетельствовать в пользу

моделей, предполагающих существование кривой Филлипса. Напри-

мер, такие изменения, как усиление инфорсмента контрактов и уве-

личение пособий по безработице, в условиях умеренной инфляции

должны способствовать увеличению жесткости заработной платы,

а значит, и изменению механизма уравновешивания спроса и пред-

ложения на рынке труда.

Анатольев С.А. (2002) Эконометрика для продолжающих: курс лек-

ций. М.: Российская экономическая школа, 2002.

Бессонов В.А. (2005) Проблемы анализа российской макроэконо-

мической динамики переходного периода. М.: Институт экономики

переходного периода, 2005.

Капелюшников Р.И. (2009) Конец российской модели рынка тру-