«Прогноз основных параметров развития стран СНГ в период до 2012 года»


Основные факторы, определяющие взаимодействие и моделирование параметров платежных балансов



страница16/23
Дата22.06.2019
Размер3.53 Mb.
#106218
1   ...   12   13   14   15   16   17   18   19   ...   23

Основные факторы, определяющие взаимодействие и моделирование параметров платежных балансов

Платежный баланс Казахстана

Моделирование экспорта


Можно выделить несколько факторов, определяющих динамику физического объема экспорта. Во-первых, это спрос на мировом рынке, который определяется темпами роста экономик – основных торговых партнеров. Во-вторых, – динамика национальной валюты к иностранным валютам. Во всех случаях, для более точного расчета физических объемов необходимо конкретизировать эти факторы для каждой из страны-партнера, либо использовать обобщенный фактор, взвешенным удельным весом стоимостных объемов торговли с разными странами. Как правило, такой подход сопровождается существенным усложнением прогнозных моделей, поскольку становится необходимым прогноз этих факторов по каждой стране. На практике представляет целесообразным использование ключевых индикаторов, рассчитываемых и прогнозируемых международными финансовыми организациями, например ВВП ведущих индустриально развитых стран, сводные показатели ВВП в региональном (Европа, Азия и т.п.) или институциональном разрезе (страны с развивающими рынками и т.п.), а также основных резервных валют (доллар, евро, фунт, иена).

Обобщенную спецификацию эконометрической модели для физических объемов экспорт можно представить в следующем виде:



(1)

где:


– индекс физических объемов экспорта товаров в момент времени t (в %, г/г), – индекс курса национальной валюты к основным мировым валютам и/или валютам стран – торговых партнеров в номинальном и/или реальном (с учетом инфляции) выражении (в % г/г), – темпы роста ВВП внешнего мира и/или отдельных регионов и стран в постоянных ценах (в % г/г), – соответствующие коэффициенты при независимых переменных, – случайная ошибка.

В случае экзогенно задаваемых физических объемов экспорта отдельных товаров (топливо, металлы и т.п.), эконометрическая модель рассматривается тогда для всех остальных товаров.

На ценовую динамику внешней торговли, в первую очередь, оказывает влияние уровень инфляции в стране и колебания мировых цен. Поскольку стоимостная и ценовая динамика экспорта в целях международных сопоставлений и составления платежных балансов измеряется в долларах США, при построении регрессионных уравнений валюта стран – партнеров рассматривается по отношению к доллару.

В качестве основных инструментов регулирования внешней торговли (наиболее эффективных в кратко- и среднесрочном периоде) используются таможенные пошлины и нетарифные барьеры (в том числе, квоты, антидемпинговые или компенсационные меры в случаях недобросовестной конкуренции).

Использование теста Грейнджера позволяет сделать вывод о влиянии темпов роста мирового ВВП на динамику цен на товарных рынках. Однако построение эконометрической модели для такой зависимости между этими двумя факторами выходит за рамки данного исследования.

В целом стоимость экспорта товаров отдельных стран СНГ можно представить в виде следующей обобщенной спецификации:



(2)

где:


и – индекс стоимости экспорта товаров для всех товаров и фиксированной группы (топливо и металлы) в момент времени t (в % г/г), – индекс реального курса национальной валюты к доллару и/или реальный эффективный курс к валютам стран основных торговых партнеров (в % г/г), – изменение курсов валют основных стран – торговых партнеров к доллару США, – темпы роста индекса цен на основные биржевые товары (в % г/г), Tarift – доля налоговой (таможенной) нагрузки, в % ВВП, – соответствующие коэффициенты при независимых переменных, – случайная ошибка.

Стоимость экспорта фиксированной группы товаров рассчитывается как объем экспорта этих товаров в физическом выражении умноженный на средние контрактные цены (мировые или контрактные цены с отдельными торговыми партнерами).

Укрепление национальной валюты снижает конкурентоспособность отечественной продукции на внешних рынках и может приводить, как и в случае с ростом налоговой нагрузки на экспортеров, к торможению экспорта. Рост внешних цен и мировой экономики в целом оказывает положительное влияние на динамику экспорта.

Регрессионные уравнения (в данном случае и далее по тексту) строились на основе годовой статистики. Использовались данные МВФ по внешней торговле (DOTS), платежному балансу (BOPS), валютам и темпам роста реального ВВП, внутреннему спросу и прочим макроэкономическим индикаторам (IFS). Данные в большей части эконометрических уравнений представлены в темпах роста соответствующих показателей. Оценка параметров уравнения производилась на периоде с 1996 г. (в некоторых уравнениях с 2000 г.) по 2009 г. Стационарность (порядок интегрированности переменных) анализировалась при помощи расширенного теста Дики-Фуллера (ADF Test Statistic) в спецификациях со свободным членом, свободным членом и трендом или без них. В отдельных случаях, когда результаты теста вызывали сомнения, проводилось дополнительное тестирование при помощи прямого теста на стационарность Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (KPSS Test). Полученные спецификации уравнения проверялись на отсутствии автокорреляции (авторегрессии) с использованием графического анализа распределения остатков и LM Test, а также на отсутствие гетероскедастичности с использованием White Heteroskedasticity Test. Все расчеты выполнялись с использованием программы EViews 5.0.

Учитывая влияние мирового кризиса на состояние платежного баланса рассматриваемых стран, регрессионные уравнения приводятся как с учетом 2009 г., так и до 2007 г. включительно.

Следует учесть, что эконометрические модели, построенные на расчетных, а не фактических, данных имеют короткую историю (менее 15 лет) и даже в этом случае приводят к появлению накопленной ошибки (как в самих первичных данных, так и в последующей их обработке), а также ошибки при построении регрессионных уравнений. В этой связи, помимо эконометрических уравнений для отдельных расчетных статей двухстороннего платежного баланса Казахстана и России, дополнительно рассматриваются зависимости (в некоторых случаях на дезагрегированном уровне) по официальным данным платежного баланса Казахстана со всеми странами. При основное внимание уделялось не столько количественным показателям регрессии, сколько качественной взаимосвязи с влияющими на экспорт факторами.

Начнем рассмотрение внешнеторговых операций, по которым есть официальная и альтернативная статистика. Ниже представлено регрессионное уравнение для казахского экспорта со всеми странами.

EX = С +K1*GDP_KZ +K2*GDP_WORLD +K3*INDEX_FUEL (3)

где EX – темп изменения стоимости всего экспорта товаров, GDP_KZ – темпы роста ВВП Казахстана, GDP_WORLD – темпы роста мировой экономики, INDEX_FUEL – темп изменения индекса цен на топливо (по данным МВФ), коэффициенты уравнения (с,k1, k2, k3) приведены в таблице (26).

Таблица 26. Коэффициенты уравнения для экспорта Казахстана со всеми странами






R2adj

C/t

K1/t

K2/t

K3/t

1996-2007 гг.

0,8

+0,273/1,8

+0,012/1,8

+ 0,103/2,4

+ 0,402/2,1

1996-2008 гг.

0,79

+0,226/1,2

+0,008/1,0

+0,052/1,2

+0,656/3,6

1996-2009 гг.

0,83

+0,223/1,6

+0,008/1,0

+0,053/1,8

+0,655/3,8

1996-2007 гг.

0,66

+0,308/1,6

0/0

0/0

+0,799/4,7

1996-2008 гг.

0,69

+0,287/1,6

0/0

0/0

+0,821/5,3

1996-2009 гг.

0,78

+0,157/1,0

0/0

0/0

+0,925/6,9

Примечание:c/ t – коэффициент и t-статистика в регрессионном уравнении

Источник: расчеты Центра развития

Несмотря на то, что экспорт является составной частью ВВП Казахстана, тест Грейнджера не подтверждает взаимосвязь переменных – гипотеза о не влиянии темпов роста реального ВВП на стоимость экспорта (и наоборот) не отвергается при предельном значении Probability равном 0,05. Поэтому включение темпов роста ВВП Казахстана представляется целесообразным.

Влияние кризиса привело к снижению значимости темпов роста экономики Казахстана и мировой экономики (снижение коэффициентов К1 и К2, и t статистики, Таблица 15), при этом главным фактором остается высокая зависимость экспорта от ценовой динамики на мировых товарных рынках, т.е. от топлива. Это подтверждает третий столбец таблицы, который показывает зависимость экспорта от цен на топливо в различные временные интервалы с 1996 г. (коэффициенты K3 и t-статистика растут по мере включения кризисного периода).

Использование темпов роста экономики стран с развивающимися рынками вместо ВВП Казахстана и всего мира позволяет получить более устойчивое регрессионное уравнение.

EX = С +K1*GDP_EM+K2*INDEX_FUEL (4)

где GDP_KZ – темпы роста экономики стран с развивающимися рынками (по данным МВФ), коэффициенты уравнения (с, k1, k2) приведены в таблице (27).

Таблица 27. Коэффициенты уравнения для экспорта Казахстана со всеми странами





R2adj

C/t

K1/t

K2/t

1996-2007 гг.

0,84

+0,268/2,0

+0,061/3,5

+ 0,532/3,8

1996-2008 гг.

0,84

+0,235/1,8

+0,059/3,4

0,577/4,4

1996-2009 гг.

0,89

+0,148/1,4

+0,063/3,6

0,629/5,0

Примечание: t – коэффициент t-статистики в регрессионном уравнении

Источник: расчеты Центра развития

Таким образом, увеличение внешнего спроса со стороны развивающихся стран и благоприятная конъюнктура на мировом нефтяном рынке являются ключевыми факторами, определяющими динамику стоимостных объемов экспорта товаров из Казахстана.

Ниже представлены уравнения для экспорта казахских товаров в Россию.

EX_KZ_RU_NON27 = С +K1* DEMAND_$_RU (5)

EX_ KZ_RU = С +K1* GDP_$_RU (6)

где EX_KZ_RU и EX_KZ_RU_NON27 – соответственно, темп изменения стоимости всего экспорта в Россию и нетопливного экспорта товаров в Россию по методологии платежного баланса, GDP_$_RU – темпы роста ВВП российской экономики в долларовом выражении, DEMAND_$_RU – изменение внутреннего спроса (инвестиции и конечное потребление отечественных и импортных товаров) в России в долларовом выражении. Коэффициенты уравнения (с, k1) приведены в следующей таблице (Таблица 28).

Таблица 28. Коэффициенты уравнения для экспорта Казахстана в Россию





R2adj

C/t

K1/t

Уравнение 3










EX_ KZ_RU_NON27 за период с 1996 по 2007 гг.

0,60

0,03/0,1

0,93/4,2

EX_ KZ_RU_NON27 за период с 1996 по 2008 гг.

0,61

0,013/0,3

0,951/4,5

EX_ KZ_RU_NON27 за период с 1996 по 2009 гг.

0,68

-0,069/0,3

1,015/5,4

Уравнение 4










EX_KZ_RU за период с 1996 по 2007 гг.

0,66

-6,89/1,3

0,96/4,7

EX_KZ_RU за период с 1996 по 2008 гг.

0,66

-6,1/1,1

0,99/4,9

EX_KZ_RU за период с 1996 по 2009 гг.

0,73

-10,0/2,0

1,133/5,1

Примечание: t – коэффициент t-статистики в регрессионном уравнении

Источник: Comtrade, расчеты Центра развития

Использование фактора внешнего спроса со стороны российской экономики в национальной валюте страны-партнера в совокупности с обменным курсом казахского тенге к российскому рублю позволяет утверждать, что номинальное ослабление курса тенге приводит к росту экспорта товаров в Россию. Это соответствует исходной гипотезе о стимулирующей роли девальвации (знак при соответствующем регрессоре – положительный, уравнение 7 и 8, Таблица 17).

EX_KZ_RU_NON27 = С + K1*ER_RU_TENGE + K2*GDP_RUB + K3*EURO_AV (7)

EX_KZ_RU_NON27 = С + K1*ER_RU_TENGE + K2*DEMAND_RUB + K3*EURO_AV (8)

где ER_RU_TENGE – темп изменения обменного курса тенге к российскому рублю (руб./тенге), GDP_RUB и DEMAND_RUB – соответственно, изменение рублевого спроса, рассчитанному по номинальному ВВП и в виде совокупности инвестиций в основной с потребительским спроса в России, EURO_AV - темп изменения среднегодового курса евро к доллару (долл./евро).

Таблица 29. Коэффициенты уравнения для экспорта Казахстана в Россию






R2adj

C/t

K1/t

K2/t

K3/t

Уравнение 7
















EX_ KZ_RU_NON27 за период с 1996 по 2007 гг.

0,52

2,40/0,2

1,174/2,8

0,403/1,2

1,719/2,4

EX_ KZ_RU_NON27 за период с 1996 по 2008 гг.

0,55

3,19/0,3

1,194/3,1

0,402/1,2

1,762/2,6

EX_ KZ_RU_NON27 за период с 1996 по 2009 гг.

0,60

-5,4/0,6

1,232/3,1

0,626/2,2

2,064/3,3

Уравнение 8
















EX_ KZ_RU_NON27 за период с 1996 по 2007 гг.

0,53

-0,73/0,1

1,106/2,8

0,523/1,3

1,728/2,5

EX_ KZ_RU_NON27 за период с 1996 по 2008 гг.

0,57

-0,13/0,1

1,125/3,0

0,526/1,3

1,77/2,7

EX_ KZ_RU_NON27 за период с 1996 по 2009 гг.

0,63

-8,97/0,9

1,125/3,0

0,774/2,4

2,029/3,3

Источник: Comtrade, расчеты Центра развития

Рост евро, третий фактор в представленном выше регрессионном уравнении, оказывает положительное влияние на динамику казахского экспорта в Россию. По всей видимости, часть российского импорта в условиях удорожания товаров из Европы (а это более половины всего импорта), переориентируется на товары из других стран, в данном случае из Казахстана.

Положительная динамика нетопливного экспорта товаров в другие страны (кроме России), согласно полученным эконометрическим расчетам, в период 1996-2009 гг. определялась темпами роста мировой экономики (влияя, скорее, на физические объемы экспорта) и ростом цен на промышленную продукцию в мире.

EX_ETC = 0,096*GDP_WORLD + 0,541*INDEX_INDUSTRY + 0,256 (9)

R2adj=0.76 t=2.3 1.3 0.8

где EX_ ETC – изменение стоимости экспорта во все страны кроме России (без учета экспорта топлива), INDEX_INDUSTRY – изменение индекса цен на промышленную продукцию (по данным МВФ).


Моделирование импорта


Наилучшие статистические результаты динамики импорта получены для зависимости от внутреннего спроса (ВВП) в долларовом выражении и темпов роста реального курса национальной валюты к доллару США. Несмотря на то, что между двумя независимыми факторам есть общее в виде динамики курса доллара к тенге, тест Грейнджера не подтверждает взаимосвязь переменных – гипотеза о не влиянии изменения внутреннего спроса в долларовом эквиваленте от изменения индекса реального курса (и наоборот) не отвергается.

IM = С + K1*DEMAND_$_KZ + K2*RER_KZ_$ (10)

IM = C + K1*GDP_KZ + K2*RER_KZ_$ (11)

где IM – изменение стоимости импорта товаров из всех стран, GDP_KZ – изменение темпов роста ВВП Казахстана, DEMAND_$_KZ – изменение внутреннего спроса в Казахстане в долларовом выражении (инвестиции и конечное потребление), RER_KZ_$ – изменение индекса реального курса национальной валюты к доллару.

Таблица 30. Коэффициенты уравнения для импорта товаров из всех стран





R2adj

C/t

K1/t

K2/t

IM (уравнение 10) за 1996-2008 гг.

0,68

+0,044/0,2

+0,55/2,6

+0,471/1,6

IM (уравнение 11) за 1996-2009 гг.

0,7

+0,016/0,1

+0,017/2,5

+0,988/4,3

Примечание: t – коэффициент t-статистики в регрессионном уравнении

Источник: расчеты Центра развития

Для динамики импорта из России были получены несколько уравнения в зависимости от внутреннего спроса и реального курса (в том случае, если зависимость была значима). Из этих уравнений следует, что коэффициент эластичности для фактора внутреннего спроса выше 1, т.е. импорт из России высокоэластичен к изменению объема ВВП (в долларовом и реальном выражении).

IM_KZ_RU_NON27 = C + K1*GDP_$_KZ (12)

IM_KZ_RU = C + K1*GDP_KZ + K2*RER_KZ_$ (13)

IM_KZ_RU = C + K1*DEMAND_$_KZ (14)

где IM_KZ_RU_27 и IM_KZ_RU_NON27 – изменение импорта из России, соответственно, топлива и нетопливных товаров, IM_KZ_RU – импорт из России по методологии статистики платежного баланса, GDP_$_KZ – изменение объема ВВП Казахстана в текущих ценах в долларовом выражении, GDP_KZ – изменение темпов роста ВВП Казахстана, DEMAND_$_KZ – внутренний спрос в Казахстане в долларовом выражении (инвестиции и конечное потребление), RER_KZ_$ – изменение индекса реального курса национальной валюты к доллару. Коэффициенты уравнения (с, k1, k2) приведены в таблице 31.

Таблица 31. Коэффициенты уравнения для импорта товаров из России





R2adj

C/t

K1/t

K2/t

IM_ KZ_RU_NON27 за 2002-2009 гг. (ур-ие 12)

0,65

-10,5/1,1

+1,169/3,8

н/д

IM_KZ_RU за период 1996-2009 гг. (ур-ие 13)

0,41

-8,363/0,8

+2,868/2,0

+1,021/2,0

IM_KZ_RU за период 1996-2008 гг. (ур-ие 14)

0,21

0,237/0,5

0,826/2,1

н/д

Примечание: с, K и t – соответственно, свободный член, коэффициент и t-статистика при соответствующем регрессоре в уравнении

Источник: Comtrade, расчеты Центра развития

IM_KZ_RU = C + K1*GDP_KZ + K2*RER_RU_KZ + K3*URALS (15)

где RER_RU_KZ – изменение индекса реального курса тенге к рублю, URALS – изменение среднегодовой стоимости российской нефти марки Urals. Коэффициенты уравнения (с, k1, k2, k3) приведены в таблице 32.

Таблица 32. Коэффициенты уравнения для импорта товаров из России






R2adj

C/t

K1/t

K2/t

K3/t

Уравнение 15
















EX_ KZ_RU за период с 1996 по 2007 гг.

0,57

2,05/0,3

0,112/2,5

0,257/1,8

0,942/3,3

EX_ KZ_RU за период с 1996 по 2008 гг.

0,56

1,75/0,2

0,116/2,7

0,249/1,8

0,891/3,3

EX_ KZ_RU за период с 1996 по 2009 гг.

0,66

1,69/0,3

0,117/2,9

0,25/2,0

0,894/4,3

Примечание: с, K и t – свободный член, коэффициент и t-статистика при соответствующем регрессоре в уравнении

Источник: Comtrade, расчеты Центра развития

IM_KZ_RU_NON27 = C + K1*GDP_KZ + K2*ER_RU_TENGE (16)

где ER_RU_TENGE – изменение обменного курса российского рубля к тенге. Коэффициенты уравнения (с, k1, k2) приведены в таблице 33.

Таблица 33. Коэффициенты уравнения для импорта товаров из России






R2adj

C/t

K1/t

K2/t

Уравнение 16













EX_ KZ_RU_NON27 за период с 2002 по 2009 гг.

0,57

32,1/4,0

0,724/3,1

-0,77/1,1

Примечание: с, K и t – соответственно, свободный член, коэффициент и t-статистика при соответствующем регрессоре в уравнении

Источник: Comtrade, расчеты Центра развития

Если внутренний спрос определять как объем инвестиций и конечного спроса в долларовом выражении, то импорт товаров из России (впрочем, как и из других стран, смотри нижерасположенное уравнение) оказывается низкоэластичным – коэффициент в уравнении меньше 1.

IM_ETC = + 0,223 + 0,864*DEMAND_$_KZ (1996-2008) (17)

R2adj =0,76 t=1,4 6,3

где IM_ ETC – изменение стоимости импорта из остальных стран (кроме России).

Моделирование экспорта и импорта услуг


Экспорт услуг (со всеми странами) в эконометрической модели представлен в зависимости от динамики ВВП Казахстана по текущим ценам в долларовом выражении. Несмотря на то, что экспорт услуг является составной частью ВВП, тест Грейнджера не подтверждает взаимосвязь переменных – гипотеза о не влиянии изменения ВВП на изменение стоимости экспорта услуг (и наоборот) не отвергается при предельном значении Probability равном 0,05.

EXS = 0,77 + 0,339*GDP_$_KZ (R2adj =0,5) (18)

где EXS – изменение стоимости экспорта услуг, GDP_$_KZ – изменение объема ВВП Казахстана в текущих ценах в долларовом выражении.

Стоимость импорта услуг со всеми странами изменяется в зависимости от динамики экспортно-импортных операций – чем выше внешнеторговый оборот, тем выше темпы роста импорта услуг.

IMS = 0,614+0,518*(EX+IM) (R2adj=0,2) (19)

где IMS – изменение стоимости импорта услуг, (EX+IM) – изменение внешнеторгового оборота.


Моделирование текущего счета


Инвестиционные доходы и текущие трансферты также рассматривались в настоящей работе без разбивки по странам и без выделения России. Полученное эконометрическое уравнение, представленное ниже, позволяет сделать вывод, что основная часть доходов поступает в Казахстан из стран с формирующимися рынками и зависит, прежде всего, от темпов роста экономик этих стран.

INCOM_IN = 0,529 + 0,159*GDP_EM (R2adj =0,41) (20)

или

INCOM_IN/GDP_$_KZ = 0,269 + 0,047*DEBT_OUT_SUM(-1)/GDP_$_KZ(-1) (21)



R2adj =0,84 1,8 8,3

где INCOM_IN – изменение поступивших в Казахстан инвестиционных доходов и оплаты труда, GDP_EM – темпы роста ВВП стран с формирующимися рынками, GDP_$_KZ – объем ВВП Казахстана в долларовом выражении (в текущий год и годом ранее), DEBT_OUT_SUM - накопленный объем зарубежных активов всех секторов экономики (банков, предприятий и государства) в долларовом выражении с 1994 г. (по состоянию на предыдущий год).

Объем инвестиционных доходов практически полностью определяется доходами от иностранных инвестиций за рубеж, в то время как поступления валюты от оплаты труда незначительны. В последние годы возросла роль получаемых доходов из-за рубежа по линии прочих иностранных инвестиций (более половины всех полученных инвестиционных доходов), при этом доля доходов от портфельных инвестиций (главным образом от долговых инструментов) постепенно снижается. В этой связи при долгосрочном моделировании можно использовать зависимость доли получаемых доходов относительно объема ВВП в зависимости от величины зарубежных активов к ВВП в предыдущий период.

Объем инвестиционных выплат нерезидентам, как показывает регрессионный анализ, зависит от динамики совокупной внешней задолженности Казахстана и изменения цен на топливо. Использование двух независимых переменных фактически означает влияние выплачиваемых доходов от вложенных прямых инвестиций в нефтяной сектор казахской экономики и привлечения иностранных инвестиций на возвратной основе. Действительно, наибольшую долю в объеме инвестиционных доходов, подлежащих выплате нерезидентам, приходятся на прямые инвестиции (более двух третей всех выплат), но эта доля из года в год снижается. Постепенно набирает вес доля выплат по полученным от нерезидентов кредитам и ссудам, их доля в объеме всех инвестиционных выплат в 2008 году достигла одной четверти.

INCOM_OUT = - 0,453 + 0,195*DEBT_IN_SUM + 1,427*INDEX_FUEL (22)

R2adj =0,79 1,5 1,5 6,9

или

INCOM_OUT/GDP_$_KZ = + 0,562 + 0,288*DEBT_IN_SUM(-1)/GDP_$_KZ(-1) (23)



R2adj =0,75 1,2 6,3

где INCOM_OUT – изменение инвестиционных доходов и оплаты труда, подлежащих к выплате нерезидентам, GDP_$_KZ – объем ВВП Казахстана в долларовом выражении, INDEX_FIUEL – изменение индекса цен на топливо на мировых товарных рынках (по данным МВФ), DEBT_IN_SUM – изменение накопленного объема внешних обязательств всех секторов экономики (банков, предприятий и властей) с 1994 г., (DEBT_IN_SUM(-1)/GDP_$_KZ(-1)) – доля накопленного объема внешних обязательств в ВВВП (с лагом один год).

Сальдо текущих трансфертов, согласно проведенным эконометрическим расчетам, в значительной степени зависит от темпов роста экономики еврозоны. Поскольку сальдо трансфертов отрицательное и в основном формируется за счет денежных переводов за рубеж работающими в Казахстане иностранными гражданами, можно предположить, что значительная часть этих работников прибыла из Европы.

CURRENT_TR = - 1,5 + 0,815* CURRENT_TR (-1) + 0,289*GDP_EURO (24)

R2adj =0,62 0,6 4,6 0,3

где СURRENT_TR – сальдо текущих трансфертов, GDP_EURO – реальные темпы роста ВВП еврозоны.


Моделирование потоков капитала


В отличие от внешнеторговых связей роль финансовых потоков в двусторонних отношениях между Казахстаном и Россией оказалась гораздо скромнее.

Основные инвестиции связаны с теми странами, где сконцентрировано большое количество финансовых посредников. Наибольшие объемы инвестиций идут через холдинги, созданные в странах с благоприятными финансовыми и налоговыми условиями. Основными странами-инвесторами являются Нидерланды, США, Великобритания, Британские Виргинские острова, Франция, Австрия.

Из 140 млрд. долл. всех накопленных валовых иностранных инвестиций на начало 2010 г. и 73 млрд. долл. инвестиций за рубежом на долю России приходится лишь незначительная часть (около 2% и 10% соответственно). Что касается иностранных прямых инвестиций (ИПИ) за границу, то основными получателями казахских прямых инвестиций являются Нидерланды (55% валового оттока ИПИ за границу), Российская Федерация (13%), Швейцария (8%), Кипр (8%), Британские Виргинские острова (6%). Большая часть иностранных прямых инвестиций (ИПИ) в Казахстан направляется в нефтегазовый сектор - геологоразведку месторождений (40% валового притока ИПИ в Казахстан) и добычу сырой нефти и природного газа (13%).


Приток иностранных инвестиций

Отток иностранных инвестиций





Примечание: объем иностранных инвестиций со всеми странами приведен по данным платежного баланса (нетто прирост инвестиций), финансовые потоки с Россией – это валовые инвестиции.

Источники: МВФ, НБРК, расчеты Центра развития

Рисунок 74. Объем иностранных инвестиций за период 2000-2009 гг., млрд. долл.

В настоящей работе исследованы эконометрические зависимости от макроэкономических факторов для прямых, портфельных и прочих иностранных инвестиций Казахстана со всеми странами, в том числе с Россией.

Динамика прямых иностранных инвестиций из-за рубежа в экономику Казахстана эластична к изменению темпов роста ВВП в текущих ценах в долларовом эквиваленте (правда, эконометрическое уравнение объясняет лишь незначительную долю всех изменений прямых инвестиций). В данном случае зависимость прямых иностранных инвестиций от курсовой динамики косвенно проявляется через динамику номинального курса доллара к тенге – при номинальном росте курса тенге ВВП в долларовом выражении, при прочих равных, увеличивается, что приводит к более интенсивному притоку прямых инвестиций из-за рубежа.

Однако в целях моделирования динамики прямых инвестиций в экономику Казахстана целесообразно использовать зависимость от оттока капитала и динамики цен на промышленную продукцию. Из нижеприведенного уравнения следуют, что источником притока прямых иностранных инвестиций в страну является капитал, ранее выведенный из страны в виде прочих инвестиций. При этом интенсивность притока прямых инвестиций будет тем выше, чем быстрее растут цены на промышленную продукцию в мире. Поскольку данная зависимость объясняет менее половины всех изменений прямых инвестиций в страну, полученное уравнение необходимо дополнительно сбалансировать с другими показателями платежного баланса.

FDI_IN = - 23,12 + 0,1105*OUT_CRED + 2,5671*INDEX_INDUSTRY (25)

R2adj =0,48 t=1,6 2,4 2,7

где FDI_IN – изменение иностранных прямых инвестиций в страну, OUT_CRED – изменение объема прочих иностранных инвестиций за рубеж по данным платежного баланса, INDEX_INDUSTRY – изменение цен на промышленную продукцию в мире, %.

В структуре прямых иностранных инвестиций в Казахстан доля России невелика. За период 2000-2009 гг. прирост прямых инвестиций из-за рубежа, по данным платежного баланса, составил около 47 млрд. долл. При этом валовой объем инвестиции из России за этот период едва превысил 3 млрд. долл. (см. вышерасположенный рисунок 30).

Проведенный эконометрический анализ не выявил зависимости динамики прямых инвестиций из России от курсовых факторов, темпов роста экономики, цен на мировых товарных рынках. В тоже время была получена зависимость от уровня долгосрочных процентных ставок и динамики внешней задолженности реального сектора Казахстана:

FDI_IN_RU = -226,8 + 48,64*UST10Y_AV + 1,306*DEBT_IN_ENT_SUM (26)

R2adj =0,71 t=3,4 3,1 3,1

где FDI_IN_RU – изменение валового притока прямых инвестиций из России, UST10Y_AV – среднегодовая доходность 10-ти летних казначейских облигаций США, DEBT_IN_ENT_SUM – изменение внешней задолженности предприятий перед нерезидентами (сумма портфельных и прочих инвестиций в страну по данным платежного баланса за период с 1995 г. по 2009 г.).

Ожидалось, что знаки в этом уравнении должны быть отрицательными, но это, скорее, взгляд с позиции страны - донора. Если же рассмотреть потоки прямых инвестиций со стороны реципиента, т.е. получателя инвестиций – Казахстана, то большая стоимость заимствований на мировом рынке капитала (определяющим фактором здесь может выступать доходность долгосрочных американских казначейских облигаций) способствует смещению акцентов реального сектора от долгового финансирования к прямому участию в капитале казахских компаний (положительный знак в регрессионном уравнении при соответствующем регрессоре). Аналогично, рост внешнего долга, сопровождающийся к тому же увеличением процентных платежей, смещает акцент в пользу прямых инвестиций (положительный знак в регрессионном уравнении при соответствующем регрессоре).

Поскольку в полученном уравнении имело место высокая автокорреляция остатков, в целях моделирования прямых инвестиций из России в Казахстан использовалась зависимость от ВВП Казахстана в долларовом выражении и обменного курса доллара к тенге (см. уравнение 27 и график рис. 31). Из полученных уравнений следует, что инвестиционная привлекательность определяется, главным образом, темпами роста экономики. Притоку прямых иностранных инвестиций из России помимо расширения масштабов казахской экономики способствует удешевление внутренних активов в долларовом выражении при девальвации тенге к доллару.

FDI_IN_RU = -171,8 + 7,835*GDP_$_KZ + 13,04*ER_USD_KZ (27)

R2adj =0,55 t=2,4 2,7 2,2

где GDP_$_KZ – изменение ВВП Казахстана в долларовом выражении (%), ER_USD_KZ – изменение обменного курса доллара к тенге (%).



Прямые инвестиции из России

Прочие инвестиции из России





Источники: НБРК, Банк России, расчеты Центра развития.

Рисунок 75. Прямые и прочие инвестиции из России

Темпы роста кредитования нерезидентами частного сектора Казахстана оказались в прямой зависимости от опережающего роста национальной экономики относительно мировой. При этом высокий коэффициент эластичности говорит о значимости этого фактора для платежного баланса. Рост зарубежных ссуд и займов может быть вызван также ростом спроса на импортные товары. Поскольку часть спроса на импорт реализуется за счет кредитования со стороны банковского сектора, последний также занимает активную позицию по привлечению средств из-за рубежа.

CRED_IN = - 0,73 + 1,766*GDP_KZ/GDP_WORLD (28)

R2adj =0,64 t=0,9 4,9

или


CRED_IN/GDP_$_KZ = 3,695 + 0,233*IM

R2adj =0,31 1,7 2,6

где CRED_IN – изменение объема полученных иностранных кредитов (прочих инвестиций), (CRED_IN/GDP_$_KZ) – доля полученных иностранных кредитов к ВВП Казахстана, (GDP_KZ/GDP_WORLD) – темпы роста ВВП Казахстана относительно роста мировой экономики, GDP_$_KZ – изменение объема ВВП Казахстана в долларовом выражении, IM – изменение стоимости импорта.

Доля России в прочих накопленных инвестициях в экономику Казахстана невелика – менее 10% (не более 5 млрд. долл.). На рис.31 подставлены результаты моделирования. Росту этих инвестиций способствует опережающий рост казахской экономики по сравнению с российской:

CRED_IN_RU = -555,5 + 539,8*(GDP_KZ/GDP_RU) (29)

R2adj =0,7 t=3,0 4,5

где CRED_IN_RU – изменение объема полученных из России кредитов (прочих инвестиций), (GDP_KZ-GDP_RU) – разница в динамике темпов роста казахской и российской экономики.

Источником притока портфельных иностранных инвестиций, согласно проведенным исследованиям, являются прямые инвестиции казахских предприятий за рубеж, хотя эластичность по этому показателю очень низкая – лишь незначительная часть капитала возвращается обратно в виде портфельных инвестиций. Ключевым фактором в динамике портфельных инвестиций является рост ВВП в долларовом выражении.

FPI_IN = -116,02 + 6,657*GDP_$_KZ + 0,2657*FDI_OUT (30)

R2adj =0,7 t=1,9 2,9 3,8

где FPI_IN – изменение объема полученных из-за рубежа иностранных портфельных инвестиций (%), FDI_OUT – изменение объема прямых инвестиций в зарубежные активы (%).

Объем портфельных инвестиций из России крайне мал и составляет менее 1% всех портфельных инвестиций из-за рубежа. Поэтому взаимосвязь динамики прямых инвестиции из России в казахскую экономику от макроэкономических факторов не рассматривалась в данной работе.

Оценка эконометрической зависимости для прямых иностранных инвестиций за рубеж также не проводилась – их величина в последние годы (за исключением 2007 г.) была близка к нулю. Динамика прямых инвестиций в зарубежные активы определялась исходя из сальдо прямых иностранных инвестиций за вычетом прямых иностранных инвестиций в Казахстан. В свою очередь сальдо прямых иностранных инвестиций, согласно проведенным эконометрическим расчетам, оказалось в прямой зависимости от динамики долларового объема ВВП Казахстана. Правда низкий показатель R2adj не позволяет напрямую использовать полученные зависимости и требует балансировки с другими показателями платежного баланса.

Динамика вложений в зарубежные активы в виде портфельных инвестиций демонстрирует прямую связь с динамикой притока прочих иностранных инвестиций в Казахстан. По всей видимости, часть выведенного из страны капитала возвращается обратно, но уже под другой юрисдикцией. Обычно такая практика используется в странах с низкой защитой частной собственности. Поскольку данная зависимость объясняет менее половины всех изменений портфельных инвестиций за рубеж, полученное уравнение необходимо дополнительно сбалансировать с другими показателями платежного баланса.

FPI_OUT = 224,1 + 0,776*IN_CRED (31)

R2adj =0,3 t=1,6 2,4

где FPI_OUT – изменение объема портфельных инвестиций за рубеж (%).

Объем накопленных портфельных инвестиций в Россию составляет чуть более 1% всех портфельных инвестиций в зарубежные активы. Поэтому взаимосвязь динамики портфельных инвестиции в Россию от макроэкономических факторов не рассматривалась в данной работе.

Кредитование частным сектором внешнего мира, согласно полученным эконометрическим зависимостям, определяется динамикой притока иностранного капитала в виде ссуд и займов. При этом зависимость оттока капитала от полученных инвестиций является слабоэластичной (коэффициент в регрессионном уравнении меньше 1, уравнение 32-34).

CRED_OUT = 0,48 + 0,579*CRED_IN (32)

R2adj =0,52 t=0,7 3,9

или


CRED_OUT/GDP_$_KZ = 0,275 + 0,45*CRED_ IN (-1)/GDP_$_KZ(-1) (33)

R2adj =0,51 t=0,2 3,8

или

CRED_OUT = -3,116 + 0,643*CRED_IN + 3,265*INDEX_ADV_EX_USA (34)



R2adj =0,54 t=3,1 4,1 1,2

где CRED_OUT – изменение иностранных активов в виде выданных кредитов (прочих инвестиций), CRED_IN – изменение объема полученных иностранных кредитов (прочих инвестиций), (CRED_OUT/GDP_$_KZ) – удельный вес иностранных активов в виде выданных кредитов (прочих инвестиций) относительно ВВП Казахстана, CRED_ IN (-1)/GDP_$_KZ(-1) – удельный вес (с лагом в один год) полученных иностранных кредитов к ВВП Казахстана.

Похожая зависимость от полученных кредитов получается и для прочих инвестиций в Россию (см. уравнение 35).

CRED_OUT_RU = 16,49 + 0,605*CRED_IN_RU (35)

R2adj =0,61 t=0,2 3,7

где CRED_OUT_RU – изменение иностранных активов в виде выданных кредитов России (прочих инвестиций), CRED_IN_RU – изменение объема полученных иностранных кредитов (прочих инвестиций) из России.




Поделитесь с Вашими друзьями:
1   ...   12   13   14   15   16   17   18   19   ...   23




База данных защищена авторским правом ©vossta.ru 2022
обратиться к администрации

    Главная страница