WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 20 |

II квартал 2007 г. 2,5 2,III квартал2007 г. –0,1 –0,IV квартал 2007 г. 1,6 1,Исходя из полученной модели ИПЦ, различие в прогнозных зна чениях (табл. 3.3) объясняется различными сценариями как дина мики денежного агрегата М2, так и темпов роста ВВП. Согласно сценарию с более высоким темпом роста М2 и ВВП (второй сцена рий) инфляция по итогам 2005 г. составит около 9,7% и превысит аналогичный показатель по сценарию 1 (9,6%). В 2006 г. темпы роста ИПЦ снизятся в обоих сценариях на 1 п.п. по сравнению с предыдущим годом и составят 8,6–8,7%. По итогам 2007 г. прогно зируемый рост ИПЦ составит около 6,9–7,0% согласно рассматри ваемым сценариям. Таким образом, более благоприятная динами ка цен на нефть и инвестиций в основной капитал во втором сце нарии позволяет компенсировать за счет роста ВВП более высокие темпы роста М2 и тем самым получить схожие с первым сценарием темпы роста цен.

30% 1 сценарий 25% 2 сценарий факт 20% 15% 10% 5% 0% Рис. 3.3. Сценарный прогноз темпов прироста индекса потребительских цен на 2005–2007 гг. (в % к аналогичному периоду предыдущего года) 3.2.3. Налоговые доходы В традиционных моделях принято определять налоговые посту пления при помощи соответствующей величины налоговой базы или ее прокси, а также фиктивными переменными, которые позво кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.ляют учесть дискреционные изменения. В данной работе в качест ве прокси моделируемого показателя мы используем временной ряд налоговых поступлений в консолидируемый бюджет РФ.

Следует отметить, что в течение исследуемого периода вслед ствие постоянного изменения налогового законодательства и ад министрирования налогов динамика поступлений агрегируемых налогов также была подвержена изменениям. Помимо этого, от дельные налоги имеют различные не только базы налогообложе ния, но и технику взимания налога, что делает затруднительным точное описание динамики суммарных налоговых поступлений без дифференциации этой суммы по отдельным видам налогов. Тем не менее на имеющемся интервале времени мы попытались выделить основные факторы, определяющие динамику суммарных налого вых поступлений, а также учесть основные дискреционные изме нения.

Выбор периода, на котором оценивалась модель, – с 2000 г. – был обусловлен в основном тем, что в предшествующие годы сум марные налоговые поступления не характеризовались сколько нибудь стабильной динамикой. Вместе с тем на интервале с до 2002 г. можно отметить положительный рост суммы налоговых поступлений по отношению к ВВП, а с 2002 г.23 наблюдается посте пенное сокращение данного показателя. В силу того что эффек тивная ставка суммарных налоговых поступлений, определяемая как отношение объема поступлений к базе налога, отражает в том числе последствия дискреционных изменений, данный показатель был выбран в качестве объясняемой переменной в уравнении рег рессии. В качестве оценки базы суммарных налоговых поступле ний был выбран номинальный объем ВВП за соответствующий по ступлениям период. Использование показателя доли налоговых поступлений в объеме ВВП позволяет также учесть в динамике суммарных налоговых поступлений влияние на ставку налогообло жения изменений цены на нефть, так как с ростом цены на нефть ставка налога на добычу полезных ископаемых и экспортной по шлины увеличивается. Кроме того, высокие цены на нефть увели чивают базу НДС и налога на прибыль, что не только приводит к С момента вступления в силу новой редакции Налогового кодекса.

увеличению доходов бюджетной системы по данным налогам, но и снижает недоимку.

В представленном ниже уравнении регрессии помимо темпов роста цены на нефть и фиктивной переменной, отражающей влия ние изменения налогового законодательства с 1 января 2002 г.24, присутствует авторегрессионный член четвертого порядка, кото рый позволяет учесть сезонную составляющую в динамике объяс няемой переменной. Для устранения автокорреляции остатков в уравнение также добавлен член скользящего среднего второго по рядка.

Taxt /GDPt=a0+a1 Taxt–4 /GDPt–4+ a3 Brentt–1 / Brentt–2+ a3 D2002t+a4 t–2+t, где Taxt – налоговые поступления в консолидированный бюджет РФ без учета ЕСН за квартал t (млрд руб.); GDPt – ВВП за квартал t (млрд руб.); Brentt – цена нефти марки Brent в среднем за квартал t (долл. за баррель нефти); D2002t – фиктивная переменная, равная 0 до 2002 г. и 1 начиная с I квартала 2002 г. включительно.

Нормированный R2 в представленной выше модели составляет около 0,93. В то же время, согласно полученным оценкам, коэф фициент при фиктивной переменной оказывается статистически значимым и отрицательным, что отражает факт смены положи тельного тренда в показателе доли налоговых поступлений в ВВП стабилизацией на уровне 25–26% ВВП (без учета ЕСН) после всту пления в действие нового налогового законодательства. Коэффи циент при показателе темпов роста цены на нефть оказывается положительным, но статистически незначимым на 5% м уровне, что можно объяснить действием прогрессивной по цене на нефть ставки налога на добычу полезных ископаемых (НДПИ) и экспорт ной пошлины только с 1 января 2002 г. Тем не менее показатель динамики цены на нефть был включен в уравнение, чтобы учесть возможность роста налоговых поступлений в большей пропорции, чем рост базы налогообложения в результате увеличения цены на нефть.

Основные последствия введения в действие новой редакции Налогового кодекса с 2002 г. заключались в сокращении поступлений налога на прибыль, что компенси ровалось ростом поступлений подоходного налога и налогов на нефтяную отрасль.

В табл. 3.4 представлен прогноз доли накопленных с начала го да суммарных налоговых поступлений в ВВП в 2005, 2006 и 2007 гг.

При расчете прогнозных значений учитывались изменения объема налоговых поступлений в результате соответствующих изменений налогового законодательства с 2005 г. (изменение базовой ставки налога на добычу полезных ископаемых, а также изменение шкалы ставок экспортной пошлины, что в целом привело к увеличению доходов бюджета при высоких ценах на нефть). Соответствующие количественные изменения суммы налоговых поступлений были рассчитаны на основании налоговых поступлений за прошлый год, учитывая рост базы налогообложения. Как видно, прогноз показа теля доли налоговых поступлений в ВВП отличается незначительно в зависимости от разных сценариев динамики цены на нефть (табл. 3.4). Так, в случае второго сценария доля налоговых доходов консолидированного бюджета в ВВП оказывается в среднем на 0,3–0,4 п.п. выше, чем в первом сценарии.

Таблица 3.Сценарный прогноз налоговых поступлений в консолидированный бюджет РФ на период 2005–2007 гг.

(накопленным итогом с начала года в % к ВВП) Сценарий 1 Сценарий I квартал 2005 г. 24,01 24,II квартал 2005 г. 25,91 26,III квартал 2005 г. 26,55 27,IV квартал 2005 г. 26,21 26, I квартал 2006 г. 24,42 24,II квартал 2006 г. 25,86 26,III квартал 2006 г. 26,34 26,IV квартал 2006 г. 26,08 26, I квартал 2006 г. 24,73 24,II квартал 2006 г. 25,81 26,III квартал 2006 г. 26,18 26,IV квартал 2006 г. 25,99 26, 300.0% 250.0% 200.0% 150.0% 1 сценарий 2 сценарий 100.0% факт 50.0% Рис. 3.4. Сценарный прогноз реальных налоговых поступлений в консолидированный бюджет РФ на 2005–2007 гг.

(в % к I кварталу 1996 г.) 3.2.4. Золотовалютные резервы С конца 1999 г. динамика объема золотовалютных резервов ха рактеризуется выраженным положительным трендом. Так, на на чало 2000 г. золотовалютные резервы составляли около 12,5 млрд долл., в то время как концу 2003 г. их объем достиг 76,9 млрд долл.

В основном данный рост объяснялся притоком долларовой налич ности в результате внешнеторговых операций и последующей скупкой иностранной наличности Банком России. При этом благо приятная внешнеэкономическая конъюнктура, в частности, в виде высоких цен на нефть, способствовала начиная с 1999 г. поддер жанию высокого положительного сальдо торгового баланса, что и позволило Банку России значительно увеличить объем золотова лютных резервов. Скупка же иностранной наличности осуществля лась Центральным банком за счет денежной эмиссии. Таким обра зом, среди основных факторов, которые характеризуют средне кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.срочную динамику золотовалютных резервов, можно отметить це ну на нефть и денежную массу.

Следует заметить, что цена на нефть действительно может счи таться объясняющей переменной, поскольку является одной из причин притока иностранной валюты в страну, в то время как ди намика денежной массы, скорее, является следствием проводи мой Банком России политики, т.е. в общем случае увеличение де нежной массы необязательно должно приводить к росту золотова лютных резервов. Однако мы предполагаем, что в среднесрочной перспективе (в условиях высоких цен на нефть) Банк России будет придерживаться проводимой им ранее политики, в частности, для того чтобы за счет скупки иностранной валюты посредством де нежной эмиссии сдерживать быстрое укрепление рубля. Помимо рассмотренных выше показателей, на объем золотовалютных ре зервов также влияют выплаты государства по внешнему долгу. При этом необходимо заметить, что выплаты по внешнему долгу, с од ной стороны, могут стимулировать рост резервов, например, если центральный банк аккумулирует валютные средства для после дующей продажи валюты правительству, а с другой – непосредст венно приводят к сокращению их объема. Ввиду отсутствия квар тальной статистики выплат по внешнему долгу мы не учитываем этот показатель.

Ниже представлено уравнение регрессии, в котором учтена за висимость динамики золотовалютных резервов от изменений де нежного агрегата М2 и цены на нефть. Поскольку включаемые в мо дель переменные оказались нестационарными, мы оценивали мо дель в разностях. Также можно заметить, что в уравнении присут ствуют авторегрессионные члены прироста золотовалютных ре зервов первого и второго порядков, что позволяет улучшить оцен ки уравнения. Для устранения автокорреляции остатков в уравне ние был добавлен член скользящего среднего третьего порядка.

(Rest)=a0+a1 (Rest–1)+ a2 (Rest–2)+ a3 (M2t)+a4 Brentt+ a5 t–3+t, где Rest – золотовалютные резервы ЦБ РФ на конец квартала t (млрд долл.); M2t – денежный агрегат М2 на конец квартала t (млрд руб.); Brentt – цена нефти марки Brent в среднем за квартал t (долл.

за баррель нефти).

Полученная оценка нормированного R2 для представленного выше уравнения составляет немногим менее 0,9. При этом, исходя из оценок коэффициентов уравнения, прирост денежного агрегата на каждую 1000 руб. приводит к росту золотовалютных резервов на 29 долл., что соответствует курсу 32,5 руб. за 1 долл. Кроме того, согласно полученным оценкам, увеличение цены на нефть на 1 долл. за баррель соответственно приводит к ежеквартальному приросту золотовалютных резервов на 540 млн долл.

В табл. 3.5 представлен прогноз золотовалютных резервов на пе риод 2005–2007 гг. по рассматриваемым в работе сценариям. Со гласно сценарию 1 объем золотовалютных резервов к концу 2005 г.

составит около 140 млрд долл., к концу 2006 г. – около 163 млрд долл.

и около 189 млрд долл. к концу 2007 г. Согласно второму сценарию, который предполагает более высокие цены на нефть, объем золото валютных резервов будет в среднем на 10–20 млрд долл. больше, чем в первом сценарии.

Таблица 3.Оценка золотовалютных резервов на III и IV кварталы 2004 г.

и сценарный прогноз на 2005 г. (млрд долл.) Сценарий 1 Сценарий I квартал 2005 г. 117,6 124,II квартал 2005 г. 113,7 122,III квартал 2005 г. 132,9 142,IV квартал 2005 г. 139,5 151,I квартал 2006 г. 138,6 153,II квартал 2006 г. 149,9 165,III квартал 2006 г. 160,2 177,IV квартал 2006 г. 162,7 182,I квартал 2007 г. 172,1 191,II квартал 2007 г. 183,3 202,III квартал 2007 г. 189,1 210,IV квартал 2007 г. 196,2 217,1 сценарий 2 сценарий факт Рис. 3.5. Сценарный прогноз золотовалютных резервов на 2005–2007 гг.

(в млн долл.) 3.2.5. Реальный эффективный курс рубля В результате финансового кризиса в 1998 г. реальный курс руб ля резко снизился25, ослабев практически на 40%, после чего начи ная с 1999 г. реальный курс непрерывно рос, укрепившись к концу 2003 г. по сравнению со своим кризисным значением более чем на 55%. Одной из основных причин падения рубля в 1998 г. и после дующего его укрепления является внешнеэкономическая конъюнк тура цен на традиционные статьи российского экспорта. Рост внешних цен на экспортируемые товары аналогичен росту произ водительности в секторе торгуемых товаров, поскольку в обоих случаях показатель выпуска продукции на единицу труда или капи тала в стоимостном выражении растет (Obstfeld M., Gogoff K., 1996). Согласно же эффекту Харрода–Балласа–Самуэльсона ((Harrod, 1973); (Balassa, 1964); (Samuelson, 1964)26) в странах с В качестве показателя реального курса рубля используется индекс реального эффективного курса рубля, рост которого соответствует укреплению рубля относи тельно корзины валют, падение – ослаблению рубля.

В данных работах исследовалось влияние международных различий в производи тельности на отклонения от паритета покупательной способности.

кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.кв.более высокими темпами роста производительности в секторе торгуемых товаров повышается уровень цен, а следовательно, увеличивается реальный обменный курс.

Высокий уровень цен на энергоресурсы, которые составляют основную часть российского экспорта, в последние несколько лет позволял не только увеличивать объем производства в сырьевом секторе, но являлся одной из главных составляющих экономиче ского роста в России. Таким образом, в качестве основных факто ров, характеризующих среднесрочную динамику реального обмен ного курса, нами были выбраны темпы роста российского экспорта и валового внутреннего продукта. В свою очередь, данные показа тели позволяют наряду с влиянием внешнеэкономической конъ юнктуры также учесть влияние изменений производительности в секторе торгуемых товаров и в целом по экономике на динамику реального обменного курса.

Ниже представлена спецификация уравнения регрессии, кото рая позволяет получить наилучшие оценки. Помимо показателей темпов роста экспорта и ВВП, в уравнении присутствует авторег рессионный член второго порядка. Для устранения автокорреля ции остатков в уравнение добавлен член скользящего среднего пятого порядка.

Rt /Rt–1 =a0+a1 Rt–2 /Rt–3+ a2 EXt–4 /EXt–5+a3 Yt+a4 t–5+t, где Rt – базисный индекс реального эффективного курса рубля в среднем за квартал t (в IV квартале 2004 г. – 118,43); Yt – реальные темпы роста ВВП в квартале t по отношению к аналогичному квар талу предыдущего года, %; EXt – экспорт за квартал t (млн долл.).

Pages:     | 1 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 20 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.