5.2. УТОЧНЕННЯ НОРМАТИВІВ ФІНАНСОВОГО ЗАБЕЗПЕЧЕННЯ ДІЯЛЬНОСТІ ФІНАНСОВИХ СЕКТОРІВ ЕКОНОМІКИ

Прикладна цінність моделювання фінансових потоків ІСЕ за до­помогою ССР полягає, по-перше, у можливості виконання багатоваріант­них розрахунків оцінки перспективного розвитку країни, а також всебіч­ного аналізу наслідків від впровадження економічної політики; по-друге, власне сама ССР є відображенням реакції економічних суб'єктів на рані­ше здійснені заходи державного регулювання фінансових потоків ІСЕ.

На першому кроці ДМНК для наборів ендогенних змінних системи (5.2) було одержано залежності від відповідних сукупностей екзогенних змін­них. Тобто за допомогою регресійного аналізу визначено коефіцієнти приведених моделей λ, причому їхнє значення й величини статистичних критеріїв значимості, зокрема Т-критерій та імовірність помилки, за якої можна відкинути гіпотезу про наявність стохастичного зв'язку між ендо- та екзогенними змінними; t-критерій Стьюдента й достовірність відмінності відповідних коефіцієнтів λ від нуля.

Для ССР одержано такі значення коефіцієнтів приведених моделей λ, а також показників регресійної статистики значимості отриманих рівнянь:

Значення показників R² свідчить про дуже високий рівень апрокси­мації фактичних даних рівняннями приведених моделей: кожне з рів­нянь забезпечує понад 70 % відповідності розрахункових показників но­мінальних доходів домогосподарств, доходів державного бюджету, змі­ни чистих зовнішніх активів і валового прибутку нефінансових корпо­рацій.

Для всіх чотирьох рівнянь Е-критерій перевищує табличне значення, визначене з урахуванням 5 % імовірності помилковості моделей при числах ступенів волі 7 (що відповідає загальній кількості факторів-екзо- гених змінних) та 3 (цей показник числа ступенів волі обчислено вира­хуванням із загальної кількості спостережень 18 (відповідно до кількос­ті кварталів з 2009 р.

Рівняння (5.6)-(5.9), крім коефіцієнтів приведених моделей λ, містять значення t-статистик і достовірності відмінності від нуля коефіцієнтів при незалежних змінних. Тобто, якщо значення р перевищуватимуть 0,05, гіпотеза про наявність взаємозв'язків між таким незалежним фак­тором і результатом буде хибною, а виявлена пропорційність між дина­мікою факторного й результативного показника буде випадковістю, а не детермінованою залежністю. Отже, незалежні змінні, для яких р > 0,05, можуть бути вилученими з регресійного рівняння без суттєвої втрати ним точності. При зниженні порогу статистичної значимості критеріїв до 10 %, що цілком виправдано при макроекономічному моделюванні, яке ґрунтується на агрегації окремих процесів і явищ, кількість мало- значимих чинників істотно зменшиться. Як бачимо з рівнянь (5.6)-(5.9), принаймні половину незалежних змінних - по 3 в кожному рівнянні - не може бути усунуто без втрати точності отриманих моделей, що під­тверджує коректність припущень про склад екзогенних чинників форму­вання фінансових потоків ІСЕ. Це означає, що фінансові пропорції гро­шового обороту між ІСЕ у 2009-2013 рр. сформувалися таким чином:

- номінальні доходи домашніх господарств змінювались майже пря­мо пропорційно динаміці споживчих видатків, обсягів імпорту то­варів і послуг та вартості реалізованої промислової продукції й роз­дрібного товарообороту. Зокрема, на кожну гривню споживчих ви­датків домашні господарства мали забезпечити дохід у сумі 1,23 грн. При цьому на рівень добробуту домогосподарств негативно вплива­ли бізнес-інтереси вітчизняних і зарубіжних нефінансових корпора­цій, що відображають від'ємні значення коефіцієнтів λ у (5.6). Так, кожна гривня додаткового валового прибутку скорочувала доходи домашніх господарств на 0,6 коп., тоді як кожна гривня вартості ім­портованих товарів і послуг (незалежно від того, з якою метою їх було ввезено: чи для кінцевого продажу, чи для подальшої перероб­ки) зменшувала номінальні доходи домогосподарств на 1,29 грн.

- найістотніше фіскальне навантаження позначається на результатах діяльності нефінансових корпорацій. Так, згідно із рівнянням (5.7) на кожну гривню валового прибутку припадає 19 коп. надходжень до державного бюджету. Цей показник збігається з чинною став­кою податку на прибуток підприємств на момент дослідження (жовтень 2013 р.), хоча у ретроспективному періоді, показники якого увійшли у досліджувану вибірку спостережень, податкова ставка була вищою: 25 % у 2009-2010 рр., 23 % з 01.04.2011 та 21 % у 2012 р. У зв'язку із цим недоцільним є зниження ставки податку на прибуток підприємств з 01.01.2014: масштабні ухилення від вико­нання фіскальних зобов'язань навряд чи зменшаться, а отже, під­став для зростання доходів державного бюджету й профіцитного фінансування економічного розвитку країни не виникне. Згідно з рівністю (5.7) домашні господарства майже не потерпали від фіс­кального навантаження в частині непрямих податків: регресійний коефіцієнт λ при змінній на позначення споживчих видатків (C) становить лише 0,006, причому зависоке, близьке до одиниці зна­чення ^-статистики (р = 0,97) свідчить про можливість вилучення змінної C з рівності. Відповідно до рівності (5.7) ефективність справ­ляння митних платежів у 2009-2013 рр. виявилась значно вищою за адміністрування податкових надходжень, оскільки кожна гривня вартості легально імпортованих в Україну товарів і послуг збільшу­вала доходи державного бюджету на 39 коп. Утім зовнішньоеконо­мічна діяльність нефінансових корпорацій мала і зворотний вплив на доходи Держбюджету України, оскільки кожна гривня експорто­ваних товарів і послуг обходилась державі недоотриманням бю­джетних доходів у розмірі 53 коп. Пояснити таку залежність можна недосконалим механізмом бюджетного відшкодування ПДВ: набли­жені до влади компанії (насамперед металургійної галузі) завдяки “сірим схемам” реалізації напівфабрикатів в офшорні країни з по­дальшим ввозом сировини для наступних циклів виготовлення ме­талургійної продукції мали змогу мінімізувати податкові платежі й отримати відшкодування ПДВ у вартості експортованої продукції.

- валовий прибуток нефінансових корпорацій згідно з рівністю (5.9) визначається найбільшою кількістю макроекономічних факторів: обсягом реалізації промислової продукції й роздрібним товаро­оборотом торгівлі, величиною освоєних інвестицій в основний ка­пітал, вартістю імпорту й експорту товарів і послуг, нарешті - спо­живчими видатками домашніх господарств. На основі отриманих розрахунків встановлено високий рівень впливу результатів зо­внішньоекономічної діяльності на валовий прибуток нефінансових корпорацій. Так, кожна грошова одиниця вартості товарів і послуг, реалізованих на експорт, може збільшити валовий прибуток під­приємств у 3,16 грошових одиниць (за незмінності інших факторів), натомість імпорт товарів і послуг на суму 1 грн знижує змішаний дохід нефінансових корпорацій на 1,4 грн. Попри високий знос основного капіталу, вітчизняні нефінансові корпорації мають до­волі високий інвестиційний потенціал, адже кожна грошова оди­ниця освоєних інвестицій в основний капітал поверталась підпри­ємствам у вигляді 67 коп. зростання валового прибутку. Також потужним драйвером економічного зростання виявились споживчі видатки домогосподарств - з кожної гривні реалізованої промис­лової продукції й товарообороту роздрібної торгівлі валовий при­буток підприємств зростає на 94 коп. Проте через високу витрато- місткість вітчизняної продукції зростання обсягу реалізації нега­тивно позначається на її рентабельності. Цей висновок підтвер­джується близьким до нуля значенням ^-статистики при змінній реалізації промислової продукції та роздрібного товарообороту у рівнянні (5.9), адже кожна додаткова гривня доходу від зазначених операцій призводить до зменшення змішаного доходу нефінансо­вих корпорацій на 1,01 грн. При цьому р = 0,003, тобто нехтування встановленою залежністю між динамікою реалізації благ і фінан­совим результатом підприємств реального сектору у 99,7 % випад­ків призведе до хибних висновків та помилкових обчислень;

- динаміка чистих зовнішніх активів фінансових корпорацій харак­теризується статистично значимим прямим зв'язком з обсягами видатків державного бюджету, експорту та імпорту товарів і по­слуг. Аналізуючи коефіцієнти λ, розраховані для рівності (5.8), можна зробити висновок, що кожна грошова одиниця експортної виручки посилює стабільність фінансової системи на 2,50 грошо­вих одиниць (за незмінності інших факторів). Натомість інтенсив­ність впливу видатків на оплату імпорту вдвічі менша за абсолют­ним значенням і негативно впливає на зміну чистих активів фінан­сових корпорацій, разом із Національним банком України: кожна грошова одиниця оплати легально імпортованих товарів і послуг обходиться фінансовій системі зменшенням чистих зовнішніх ак­тивів у розмірі 1,26 грошових одиниць. Також сталість вітчизняної фінансової системи значною мірою визначається обсягами гаран­тій за рахунок державних коштів, адже кожна гривня видатків дер­жавного бюджету дає змогу збільшити чисті активи фінансових корпорацій на 1,22 грн.

Пріоритетними напрямами державного регулювання фінансовими потоками ІСЕ, а отже, й цільовими індикаторами ефективності модерні­зації системи державних фінансів у найближчій перспективі повинні стати:

- досягнення профіциту зовнішньоторговельного балансу, насампе­ред за рахунок зростання експорту і зниження імпорту, тому що позитивний вплив підвищення вартості експортованих благ на рі­вень добробуту ІСЕ значно більший, ніж негативний вплив зрос­тання імпорту;

- стимулювання підвищення споживчих видатків домогосподарств, що сприятиме збільшенню економічної активності громадян і на­рощуванню прибутковості нефінансових корпорацій, а це зрештою позитивно позначиться на динаміці доходів державного бюджету, а також послабленні активного реформування й впровадження ін­ших фіскальних новацій, які дестабілізують бізнес-процеси;

- контроль за цільовим використанням інвестиційних коштів у реаль­ному секторі, створення сприятливих умов роботи підприємств, що модернізують виробничі потужності з метою мінімізації строку окупності інвестиційних проектів.

На другому етапі застосування ДМНК було отримано коефіцієнти структурної форми ССР (5.3) та значення їхніх статистичних критеріїв:

Усі рівняння мають високий коефіцієнт множинної детермінації, що наближається до одиниці, та близькі до 0 р-рівні значимості t-критеріїв змінних і F-критеріїв рівнянь. (Значення t- та F-критеріїв дуже великі і їх не наведено. Стандартні помилки моделей системи (5.10) також настіль­ки малі, що ними можна знехтувати.) Це свідчить про неможливість вилучення жодної з ендо- та екзогенних змінних із системи без значної втрати її точності. ССР (5.10) дає змогу уточнити кількісні значення індикаторів фінансового забезпечення життєдіяльності фінансових сек­торів економіки.

Аналіз макроекономічних показників, обчислених за допомогою ССР (5.10), і порівняння їх із фактичними даними свідчить про високу точність апроксимації комплексного впливу екзо- та ендогенних чинників на показники економічного розвитку й фінансових потоків ІСЕ України. Відповідні результати моделювання наведено на рис. 5.2 (а-г).

Згідно із рівнянням для Yd/г із системи (5.10) детермінантами дохо­дів домашніх господарств є:

- споживчі виДатки ДомогоспоДарств (С), з кожної гривні яких 85 коп. повертаються у вигляді збільшення доходів домашніх господарств у наступному періоді;

- валовий прибуток нефінансових корпорацій (Pr), збільшення якого на 1 грн підвищує номінальний дохід домогосподарств на 20 коп.;

- виДатки Державного бюДжету (G), з кожної гривні яких 39 коп. йде на поповнення номінальних доходів домогосподарств;

- обсяги реалізації промислової проДукції та роздрібного товаро­обороту (Yrn), кожна додаткова гривня збільшення яких додає домогосподарствам 2 коп.;

- інші чинники, не включені До моДелі, у своїй сукупності справляють стримуючий вплив на номінальні доходи домогосподарств до 2,024 млрд грн на квартал за вільним членом рівняння для YД/г системи (5.10).

Рис. 5.2. Результати моделювання ендогенних макроекономічних показників за допомогою системи структурних рівнянь

Складено і розраховано за: Національні рахунки / Державна служба статисти­ки України [Електронний ресурс]. - Режим доступу: httр://ukrstаt.gоv.uа.

У системі (5.10) найбільшої уваги потребують коефіцієнти рівняння для доходів державного бюджету, які відображають граничні значення податкового навантаження на інституційні сектори економіки. Згідно із рівнянням для Т із системи (5.10) детермінантами доходів домашніх господарств є:

- споживчі видатки домогосподарств (С), з кожної гривні яких 17 коп. надходить до державного бюджету, що збігається із часткою ПДВ у роздрібній відпускній ціні продукції. Зазначена пропорція також свідчить про недоцільність зниження податкових ставок відповід­но до перехідних положень до Податкового кодексу України^[260];

- номінальні доходи домашніх господарств (Удг), збільшення яких на 1 грн означає недоотримання доходів державним бюджетом на 6 коп.;

- валовий прибуток нефінансових корпорацій (Pr), збільшення яко­го на 1 грн зменшує доходи державного бюджету на 14 коп.;

- видатки державного бюджету (G), з кожної гривні яких 29 коп. по­вертається до державного бюджету у вигляді зростання податків і митних зборів, що є проявом стимулюючої фіскальної політики;

- імпорт товарів і послуг (Упт), з кожної гривні якого до державно­го бюджету надходить 3 коп. (вартість імпорту під час підготовки до моделювання перерахована на національну валюту);

- інші чинники, не включені до моделі, у своїй сукупності справля­ють стимулюючий вплив на доходи державного бюджету в сумі 10,271 млрд грн на квартал за вільним членом рівняння для Т сис­теми (5.10).

Згідно із рівнянням для ΔNΛ із системи (5.10) детермінантами зміни чистих зовнішніх активів фінансових корпорацій є:

- прямі іноземні інвестиції (РІІ), кожна грошова одиниця яких під­вищує чисті активи фінансового сектору на 1,27 грошової одиниці. Як зазначалось, пропорції фінансового забезпечення ІСЕ встанов­лювалися для національної грошової одиниці, для чого доларові значення показників зовнішньоекономічної діяльності було пере­раховано на національну валюту за курсом НБУ на кінець кожного досліджуваного кварталу;

- освоєні інвестиції в основний капітал (І), збільшення яких на 1 грн послаблює стійкість фінансової системи на 41 коп.;

- валовий прибуток нефінансових корпорацій (Pr), збільшення яко­го на 1 грн посилює автономію фінансової системи на 29 коп.;

- видатки Державного бюджету України (G), з кожної гривні яких чисті активи фінансових корпорацій зростають на 1,12 грн, що є проявом стимулюючої фіскальної політики;

- доходи Державного бюджету України (Т), з кожної гривні яких чисті активи фінансових корпорацій зменшуються на 1,69 грн, що є про­явом стримуючої фіскальної політики;

- інші чинники, не включені до моделі, у своїй сукупності сприяють зростанню чистих активів фінансових корпорацій на 14,6 млрд грн на квартал за вільним членом рівняння для ΔNΛ системи (5.10).

Згідно з рівнянням для Pr із системи (5.10) детермінантами валового прибутку нефінансових корпорацій є:

- моживчі видатки домогосподарств (С), з кожної гривні яких 27 коп. позитивно позначаються на фінансових результатах під­приємств;

- експорт товарів і послуг (Е), збільшення якого на одну грошову одиницю підвищує фінансовий результат нефінансових корпора­цій на 0,25 грошової одиниці;

- імпорт товарів і послуг (М), збільшення якого на одну грошову одиницю скорочує фінансовий результат нефінансових корпорацій на 0,03 грошової одиниці;

- видатки Державного бюджету України (G), з кожної гривні яких валовий прибуток нефінансових корпорацій зростає на 27 коп.;

- обсяги реалізації промислової продукції та роздрібного товаро­обороту (Упт), кожна додаткова гривня збільшення яких знижує фінансовий результат підприємств на 97 коп.;

- інші чинники, не включені до моделі, у своїй сукупності справляють стимулюючий вплив на валовий прибуток нефінансових корпора­цій у розмірі майже 25,05 млрд грн на квартал за вільним членом рівняння для Pr системи (5.10).

5.3.