ВСЕРОССИЙСКОЕ ЭКОНОМИЧЕСКОЕ ИЗДАНИЕ
тм
В опросы
ЭКОНОМИКИ
ОРДЕНА ТРУДОВОГО КРАСНОГО ЗНАМЕНИ
ЕЖЕМЕСЯЧНЫЙ ЖУРНАЛ
ВЫХОДИТ С 1929 г.
2февраль/ 2020
Редакционная коллегия
О. И. Ананьин, Р. С. Гринберг, Н. И. Иванова, А. Я. Котковский (исполняющий
обязанности главного редактора), Я. И. Кузьминов, В. A. May, А. Д. Некипелов,
Р. М. Нуреев, Г. X. Попов, С. Н. Попов (ответственный секретарь), Вад. В. Радаев,
А. Я. Рубинштейн, Д. Е. Сорокин, Е. Г. Ясин
X. Канамори (Япония), Гж. Колодко (Польша), Л. Конг (Китай), Л. Чаба (Венгрия),
М. Эллман (Нидерланды), М. Эмерсон (Великобритания)
МОСКВА
СОДЕРЖАНИЕ
БЮДЖЕТНАЯ ПОЛИТИКА
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева — Анализ взаимосвязи доходов 5
и расходов российских региональных бю джетов.................................................. 30
С. В. Шеремета — Анализ региональных финансов России и устойчивость
долга регионов..................................................................................................................
ФИНАНСОВАЯ ЭКОНОМИКА
А. Е. Абрамов, А. Д. Радыгин, М. И. Чернова, Р. М. Энтов — 59
«Загадка дивидендов» и российский рынок акций. Часть 2 ............................ 86
А. Д. Аганин — Волатильность российского фондового индекса:
нефть и санкции..............................................................................................................
ЭКОНОМИКА ПРЕДПРИЯТИЙ
И. В. Савин, О. С. Мариев, А. А. Пушкарев — Оценка рыночного
отбора в России: когда размер (фирмы) имеет значение..................................... 101
А. А. Федюнина, Я. Я. Герина, Ю. В. Аверьянова — Ученые
на российских промышленных предприятиях: экспорт, распространение
знаний и публикационная активность...................................................................... 125
Ю. Н. Найденова, В. В. Леонтьева — Влияние неопределенности
экономической политики на инвестиции российских компаний........................ 141
Льготная подписка на журнал «Вопросы экономики».............................................. 160
https://doi.org/10.32609/0042-8736-2020-2 F S B pI
© Н И «Вопросы экономики», 2020.
3
CONTENTS
FISCAL POLICY
E. T. Gurvich, N. A. Krasnopeeva — Analysis of tax-spend nexus for 5
Russian regional budgets................................................................................................. 30
S. V. Sheremeta — Russian regional finances analysis and regional debt
su stain ab ility ....................................................................................................................
FINANCIAL ECONOMICS
A. E. Abramov, A. D. Radygin, М. I. Chernova, R. M. Entov —
The “dividend puzzle” and the Russian stock market. P art 2 ................................ 59
A. D. Aganin — Russian Stock Index volatility: Oil and sanctions...................... 86
ENTERPRISE ECONOMICS
I. V. Savin, O. S. Mariev, A. A. Pushkarev — Measuring the strength of
market selection in Russia: W hen the (firm) size m atters...................................... 101
A. A. Fedyunina, Y. Y. Gerina, Y. V. Averyanova — Academics in
manufacturing companies: Empirical analysis of publication activity and
export q u a lity ................................................................................................................... 125
I. N. Naidenova, V. V. Leonteva — Economic policy uncertainty and
investment of Russian companies.................................................................................. 141
https://doi.org/10.32609/0042-8736-2020-2
© 2020 NP “Voprosy Ekonomiki”.
Вопросы экономики. 2020. N° 2. С. 5 —29.
Voprosy Ekonomiki, 2020, No. 2, pp. 5 —29.
БЮДЖЕТНАЯ ПОЛИТИКА
Анализ взаимосвязи доходов и расходов
российских региональных бюджетов
Е. Т. Гурвич1’2, Н. А. Краснопеева1,2
1Экономическая экспертная группа (Москва, Россия)
2Научно-исследовательский финансовый институт
Минфина России (Москва, Россия)
В работе исследуется характер связи между шоками доходов и расходов
региональных бюджетов. Показано, что между ними существует значимая
причинно-следственная связь, направленная от доходов к расходам. Такое
направление связи («доминирование доходов») соответствует выдвинутой
М. Фридменом гипотезе о механизмах взаимной зависимости параметров бюд
жетной политики. На основе панельных данных за 18 лет (2000—2017 гг.) по
80 субъектам РФ построены коэффициенты реакции, отражающие эластич
ность изменения расходов региональных бюджетов по доходам. Полученные
оценки лежат (в зависимости от эконометрической модели) в диапазоне от
0,72 до 0,78, что в два с лишним раза превышает индивидуальный коэф
фициент реакции для федерального бюджета. Это свидетельствует о том,
что политика бюджетных расходов на региональном уровне (в отличие от
федерального) носит выраженный проциклический характер. Кроме того,
наиболее чувствительна к шокам доходов статья «национальная экономика»,
что определяет значительные негативные последствия для экономического
роста. Предлагается смягчить остроту данной проблемы за счет модификации
бюджетных правил для субфедеральных бюджетов, которые в настоящее
время направлены на соблюдение бюджетной дисциплины, однако не ориен
тируют регионы на проведение контрциклической политики, защищающей
экономику от шоков.
Ключевые слова: регионы России, бюджетные шоки, доходы региональ
ных бюджетов, расходы региональных бюджетов, проциклическая бюджетная
политика.
J E L : НЗО, Н72, Н77.
Гурвич Евсей Томович ([email protected]), к. ф.-м. и., руководитель ЭЭГ, руко
водитель Центра бюджетного анализа и прогнозирования НИФИ; Краснопеева
Н ат алия Александровна ([email protected]), эксперт ЭЭГ, м. и. с. Центра
бюджетного анализа и прогнозирования НИФИ.
https://doi.org/10.32609/0042-8736-2020-2-5-29
© НП «Вопросы экономики», 2020
5
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Постановка задачи
На величину бюджетных доходов и расходов воздействуют различные
внешние (например, колебания цен на экспортируемые товары) и внут
ренние факторы — объективные (динамика производства) или субъек
тивные (изменение правил налогообложения). Закономерности изменения
поступлений в бюджет и расходования его средств и взаимосвязи между
ними, по сути, составляют содержание бюджетной политики.
На наиболее агрегированном уровне можно сформулировать два
основных вопроса относительно связи между доходами и расходами
государства: а) в какой мере бюджетная политика устойчива, то есть
не ведет к последовательному наращиванию долга; б) существуют ли
причинно-следственные связи между бюджетными доходами и расхода
ми и если да, то каково их направление? Первая проблема постоянно
находится в фокусе внимания любого правительства, международ
ных финансовых организаций и исследователей. Один из наиболее
распространенных подходов к ее анализу в последнее время предпо
лагает изучение фискальной реакции, предложенное в: Bohn, 2008.
Применительно к бюджетной политике российских регионов такой
анализ провел В. Крейндель (2008). Построив панельные регрессии
по данным за 2000—2005 гг., он показал, что по критерию стацио
нарности долга бюджетная политика регионов в целом устойчивая,
хотя этот результат, вероятно, достигается лишь за счет активного
перераспределения средств федерального бюджета между регионами.
Вторая задача восходит к работе М. Фридмена (Friedman, 1978),
который доказывал, что повышение налогов, первоначально обосно
ванное необходимостью сократить бюджетный дефицит, реально при
водит к увеличению расходов, после чего вновь возникает дефицит
и цикл повторяется. Иная логика изменения бюджетных параметров
предложена в работах: Peacock, Wiseman, 1961, 1979. По мнению их
авторов, периодически проводимые меры по увеличению бюджетных
расходов (например, в рамках кейнсианских программ фискального
стимулирования экономики) через некоторое время начинают вос
приниматься как элемент постоянной политики и поэтому требуют не
временных, а постоянных источников финансирования, что влечет
повышение налогов. Такая схема поддерживается гипотезой «рикар
дианской эквивалентности», согласно которой при заданном уровне
бюджетных расходов правительство может влиять на текущий, но не
долгосрочный уровень доходов — величина последнего полностью
определяется приведенной стоимостью расходных обязательств.
Согласно другой концепции (Meltzer, Richard, 1981; Musgrave,
1966), правительство проводит скоординированное изменение доходов
и расходов. Теоретической основой этой позиции служит представ
ление о том, что решения в бюджетной сфере принимаются, исходя
из сопоставления общественных выгод от государственных расходов
и издержек (в широком смысле) налогообложения. Наконец, возможен
еще один вариант связи между бюджетными доходами и расходами
(Wildavsky, 1975; Baghestani, McNown, 1994): правительство прини
мает решения об их изменении независимо друг от друга.
6
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Каждый из четырех вариантов имеет свою логику и приоритеты
бюджетной политики. В то же время варианты различаются характером
взаимосвязи доходов и расходов, которые могут быть выявлены эконо
метрическими методами. Все эти свойства представлены в таблице 1.
Таблица 1
Варианты причинно-следственной связи
между бюджетными доходами и расходами
Характеристика бюджетной политики Направление
причинно-следст
основное содержание тип связи между до
ходами и расходами венных связей
между бюджет
ными доходами
и расходами
Ключевую роль играют решения относительно Доминирование От доходов
государственных доходов; уровень расходов
адаптируется к ним бюджетных доходов к расходам
Ключевую роль играют решения относительно Доминирование От расходов
государственных расходов; уровень доходов
адаптируется к ним бюджетных расходов к доходам
Уровни государственных доходов и расходов Фискальная В обоих
формируются согласованно синхронизация направлениях
Уровни государственных доходов и расходов Фискальная Отсутствует по
формируются без их взаимного согласования разобщенность обоим направлениям
Источник: составлено авторами.
Эконометрические свойства связи между бюджетными доходами
и расходами дают важную информацию о характере проводимой бюд
жетной политики. Полученная информация, в частности, может учиты
ваться при формировании политики бюджетной консолидации. Ответ
на «вечный» вопрос, должна ли ведущая роль в бюджетной консолида
ции отводиться регулированию доходов или расходов (см., например:
Sutherland et al., 2012, Alesina et al., 2019), во многом определяется
их взаимным влиянием. Так, Фридмен доказывал, что сложившийся
бюджетный дефицит невозможно устранить за счет повышения нало
гов, поскольку вслед за этим вырастут расходы. В ряде исследований
выбор политики бюджетной консолидации прямо увязывается с ха
рактером причинно-следственной связи между доходами и расходами
(Darrat, 2002; De Castro et al., 2004; Konstantinou, 2004).
Другое важное свойство связи между доходами и расходами —
ее про- или контрциклический характер. Здесь можно рассматривать
два аспекта: широкий, макроэкономический и более узкий, собственно
бюджетный. В первом случае речь идет о реакции основных бюд
жетных параметров на колебания делового цикла: контрциклическая
политика их сглаживает, а проциклическая усиливает, повышая макро
экономическую волатильность и тем самым замедляя экономический
рост (Fatas, Mihov, 2013; McManus, Ozkan, 2015). В частности, в по
следней работе анализ данных по 91 стране показал, что увеличение
волатильности фискальной политики на одно стандартное отклонение
этого показателя замедляет среднегодовые темпы роста на 0,75 п.п.
Результаты исследований свидетельствуют, что в нефтедобывающих
странах деловой цикл в еще большей степени, чем в других случаях,
7
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
должен рассматриваться как формируемый эндогенно. Согласно выводам
в: Husain et al., 2008, в таких странах влияние цен на углеводороды
на экономическую активность решающим образом зависит от характера
проводимой налогово-бюджетной политики. Если дополнительные дохо
ды от высоких цен на нефть направляются на увеличение расходов, то
за этим следует рост деловой активности. Если государственные расхо
ды слабо зависят от текущих поступлений в бюджет, то и влияние цен
на нефть на деловой цикл оказывается незначимым. В таких странах
характер бюджетной политики может оцениваться по реакции расходов
на изменение доходов. Если основная реакция на рост (снижение) до
ходов бюджета состоит в соответствующем увеличении или сокращении
расходов, то это говорит о проциклической бюджетной политике — она
в полном объеме транслирует испытываемые экономикой шоки, усиливая
колебания выпуска в рамках делового цикла. Если, напротив, шоки
бюджетных доходов приводят к изменению чистых заимствований при
сравнительно стабильных расходах, то бюджет оказывает на экономику
стабилизирующее воздействие, погашая шоки. Отметим, что в первом
случае баланс бюджета остается сравнительно стабильным, а во втором
улучшается при высоких ценах на нефть и ухудшается при низких.
Следующий важный аспект изучаемой проблемы — симметрич
ность связи между бюджетными доходами и расходами. Если поступ
ление дополнительных доходов ведет к существенному увеличению
расходов, а реакция на снижение доходов слабо выражена, то неиз
бежны последовательное накопление долга и повышение бюджетных
рисков. Асимметрия реакций на положительные и негативные изме
нения фискальных показателей зафиксирована в ряде стран (Ewing
et al., 2006; Arezki, Ismail, 2010).
Названную проблему можно изучать как для бюджетной системы
в целом, так и для ее отдельных уровней. Ниже мы рассматриваем ее
на федеральном и региональном уровнях, которые имеют ряд отличий.
Во-первых, наиболее волатильная часть доходов — нефтегазовые поступ
ления — сосредоточена в федеральном бюджете. Во-вторых, в составе
последнего, начиная с 2004 г., действуют нефтегазовые фонды, предназ
наченные для стабилизации уровня расходов, а федеральное правительст
во имеет намного больше возможностей осуществлять заимствования на
внутренних и внешних рынках капитала. Наконец, бюджетные правила,
применяемые на федеральном и субфедеральном уровнях, существенно
различаются (если первые в основном регулируют использование нефте
газовых доходов, то вторые устанавливают ограничения на размеры
бюджетного дефицита и долга; см.: Кудрин, Дерюгин, 2018).
Одна из задач состоит в выявлении сходства или различий в по
литике, проводимой на федеральном и региональном уровнях. При
этом на субфедеральном уровне ставилась двойственная задача: с одной
стороны, оценить «типичную» реакцию регионов на шоки доходов, а с
другой — выявить различия в реакции регионов.
Основное внимание в настоящей работе уделено реакции расходов
на шоки суммарных бюджетных доходов. Однако дополнительно мы,
во-первых, проверяем, есть ли различия между реакцией на изменение
разных составляющих доходов — собственных и полученных в виде
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
трансфертов из федерального центра; во-вторых, оцениваем, какие
виды расходов наиболее чувствительны к шокам доходов (и потому
играют особенно важную роль в бюджетной адаптации).
Обзор литературы
К настоящему времени опубликовано много работ, где проанализи
ровано направление причинно-следственных связей между бюджетными
доходами и расходами. Один из общих выводов, которые они позволяют
сделать, состоит в том, что, во-первых, нет универсальной модели,
описывающей бюджетную политику всех (или хотя бы большинства)
стран — они существенно различаются по характеру такой связи (Payne,
2003). Более того, результаты анализа для одной страны могут разли
чаться в зависимости от выбранного периода изучения, шага наблюдений
и даже способа эконометрического анализа данных. Вряд ли этому стоит
удивляться — бюджетная политика со временем может меняться с учетом
накопленного удачного или неудачного опыта, по мере корректировки
общих приоритетов экономической политики и т. д. В такой ситуации
представляют интерес работы, где направление причинно-следственных
связей исследуется для группы стран с помощью одной модели на одном
периоде (что позволяет проводить межстрановые сравнения).
Примером такого исследования служит, например, работа: Kollias,
Paleologou, 2006, в которой направление долгосрочных связей между
доходами и расходами оценено для 15 стран ЕС. Наиболее распрост
раненным оказался вариант «фискальная синхронизация», выяв
ленный в шести странах (Греции, Дании, Ирландии, Нидерландах,
Португалии и Швеции), затем шли «доминирование доходов» в пяти
странах (Великобритании, Испании, Италии, Финляндии и Франции),
«фискальная разобщенность» в трех странах (Австрии, Бельгии
и Германии) и «доминирование расходов» в одной стране (Люксембурге).
Другое подобное исследование интересно тем, что для большой
выборки (22 страны ОЭСР) на данных за 1970—2006 гг. изучалось
направление как кратко-, так и долгосрочных причинно-следственных
связей между бюджетными доходами и расходами1(Owoye, Onafovora,
2011). При этом результаты оказались несколько иными: наиболее рас
пространенным в обоих случаях был вариант «доминирование доходов»
(табл. 2). Отметим, что более чем в половине рассмотренных стран типы
кратко- и долгосрочных связей различались. В итоге в краткосрочном
плане вторым по распространенности стал вариант «фискальная разоб
щенность», а в долгосрочном — «доминирование расходов».
В работах: Vamvoukas, 2011 и Chang, Chang, 2009, был проведен
анализ причинно-следственных связей между государственными дохо
дами и расходами для двух панелей (в первом случае 15 стран ЕС, во
втором — 15 стран ОЭСР). Автор первой работы считает основанием
для объединения стран ЕС в панель их следование общим бюджет-
1 В данной работе краткосрочные причинно-следственные связи определяются с помощью
стандартного теста Грэнджера.
9
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Таблица 2
Направление причинно-следственных связей
между бюджетными доходами и расходами в странах ОЭСР
Страна Краткосрочная Долгосрочная
1 Австралия Связи нет Доходы —>Расходы
2 Великобритания Доходы —►Расходы Доходы —►Расходы
3 Венгрия Двухсторонняя связь Двусторонняя связь
4 Германия Доходы —>Расходы Доходы —>Расходы
5 Ирландия Доходы —►Расходы Доходы —►Расходы
6 Исландия Доходы —►Расходы Расходы —►Доходы
7 Испания Двухсторонняя связь Доходы —>Расходы
8 Италия Доходы —>Расходы Доходы —>Расходы
9 Канада Доходы —►Расходы Доходы —►Расходы
10 Люксембург Связи нет Связи нет
И Мексика Двухсторонняя связь Расходы —>Доходы
12 Польша Связи нет Расходы —►Доходы
13 Португалия Двухсторонняя связь Расходы —►Доходы
14 И. Зеландия Доходы —>Расходы Доходы —>Расходы
15 Норвегия Доходы —>Расходы Двусторонняя связь
16 Турция Доходы —►Расходы Расходы —►Доходы
17 США Связи нет Двусторонняя связь
18 Франция Связи нет Доходы —>Расходы
19 Швейцария Расходы —>Доходы Связи нет
20 Швеция Связи нет Связи нет
21 Ю. Корея Двухсторонняя связь Двусторонняя связь
22 Япония Связи нет Расходы —>Доходы
Источник: Owoye, Onafovora, 2011.
ным правилам и ограничениям, вытекающим из Пакта о стабильно
сти и росте. В итоге авторы обеих работ приходят к выводу, что для
рассмотренных панелей характерна модель «фискальная синхрони
зация» (которая имеет, пожалуй, наиболее серьезное теоретическое
обоснование среди всех), что применительно к странам ЕС согласуется
с результатами в: Kollias, Paleologou, 2006.
В последние годы появляются работы, где изучаются механизмы
бюджетной политики для развивающихся стран. Приведем результаты
работ, в которых единая методика применялась для изучения направ
ления причинно-следственных связей между доходами и расходами
в нескольких странах. Рассмотрев девять азиатских стран, П. Нараян
(Narayan, 2005) нашел, что в краткосрочном плане в Индонезии,
Непале, Сингапуре и Шри-Ланке действует модель «доминирование до
ходов», тогда как в долгосрочном плане для Индонезии и Шри-Ланки
характерно «доминирование расходов», а для Непала (как и на ко
ротком горизонте) — «доминирование доходов». В Индии, Малайзии,
Пакистане, Таиланде и Филиппинах была выявлена «фискальная раз
общенность». Эксперты МВФ (Fasano, Wang, 2002), изучив шесть
нефтедобывающих стран Персидского залива, обнаружили, что для
них характерно «доминирование доходов». Наконец, анализ квар
тальных данных за 1999—2016 гг., проведенный для шести стран
Центральной и Восточной Европы (Karakas, Turan, 2019), показал,
10
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
что в долгосрочной перспективе для Венгрии и Хорватии действует
гипотеза «доминирование доходов», для Чехии — «доминирование рас
ходов», для Словении — «фискальная синхронизация» и для Польши
и Румынии — «фискальная разобщенность».
Особо отметим работу: Konukcu-Onal, Tosun, 2008, в которой ха
рактер связей между бюджетными доходами и расходами оценивался
для четырех стран бывшего СССР. Для России и Белоруссии выявлено
«доминирование доходов», для Казахстана и Киргизии — «фискальная
синхронизация». Необходимо, однако, учитывать, что в данной работе
использовались короткие периоды наблюдения (охватывали четыре
года для Белоруссии и примерно восемь лет для других стран) и, ве
роятно, для компенсации этого — ежемесячные данные (что нетипично
для таких работ, поскольку «естественным» шагом принятия решений
в рамках бюджетной политики служит год, иногда — квартал). В силу
этого к приведенным оценкам следует относиться с осторожностью.
В целом результаты исследований показывают, что для развитых
стран наиболее типичны «доминирование доходов» или «фискальная
синхронизация», а для развивающихся —также «доминирование доходов»
или «фискальная разобщенность». При этом в каждой категории стран
встречаются все виды связи между бюджетными доходами и расходами.
Среди исследований на региональном уровне отметим работу:
Chowdhury, 2011, где показано, что характер связи между бюджет
ными доходами и расходами может различаться по регионам. В этой
работе, выполненной по данным субфедеральных бюджетов США за
1970—2009 гг., показано, что в 18% штатов связи направлены от до
ходов к расходам, в 16% — от расходов к доходам, в 26% связь носит
двухсторонний характер и в 40% штатов причинно-следственная связь
отсутствует. В работе: Но, Huang, 2009, была исследована панель,
включающая 31 провинцию Китая, и сделан вывод, что для них вы
полняется гипотеза о фискальной синхронизации.
Переходя к проблеме реакции расходов на шоки доходов, отметим
общие выводы о циклических свойствах бюджетной политики:
— для развитых стран типична контр- или ациклическая бюд
жетная политика, а в развивающихся странах она чаще носит процик
лический характер (Ilzetzki, Vegh, 2009; Strawczynski, Zeira, 2013);
— в последние 20 лет все больше развивающихся стран переходят
к контрциклической бюджетной политике (Frankel et al., 2013; Furceri,
Jalles, 2018);
— нефтедобывающие страны, как правило, проводят выраженную
проциклическую бюджетную политику (Erbil, 2011; Гурвич и др., 2009).
В ряде работ анализировались закономерности изменения общей ве
личины и структуры бюджетных расходов российских регионов, а так
же механизмы межбюджетных отношений. Так, в работе: Синельников-
Мурылев и др., 2006, моделировалось формирование бюджетных
расходов регионов по различным направлениям, а также изучалось,
как механизмы выделения федеральным правительством трансфертов
влияют на стимулы и действия региональных властей в бюджетной
сфере. Эту тему продолжают авторы работы: Божечкова и др., 2018,
которые рассматривают стабилизационные свойства механизма выде-
11
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
ления правительством финансовой помощи субнациональным бюдже
там (зависимости объема финансовой помощи от собственных доходов
региональных бюджетов). А. Силуанов и В. Назаров (2009) проводят
детальный анализ мер, принимаемых федеральным и региональными
правительствами в ответ на колебания экономической конъюнктуры.
Результаты других работ, имеющих отношение к теме настоящего ис
следования, приводятся ниже, по мере изложения материала.
Описание и предварительный анализ данных
В работе анализируются годовые данные по экономике России
и 80 регионов за период с 2000 по 2017 г. Пять регионов (Чеченская
республика, Республика Ингушетия, Ненецкий автономный округ,
Республика Крым и г. Севастополь) исключены из рассмотрения из-за
неполноты информации.
Были использованы следующие источники данных:
— Федеральное казначейство и Министерство финансов: исполнение бюджетов
и размеры долга на федеральном и региональном уровнях. Отметим, что для анализа
на региональном уровне были использованы данные о бюджетах субъектов РФ, не
включающие бюджеты муниципальных образований2;
— Росстат: ВВП и ВРП по всем субъектам Федерации, динамика индексов
потребительских цен.
Основными анализируемыми переменными служат объемы доходов
и расходов по отдельным регионам и на федеральном уровне в постоян
ных ценах 2017 г. (полученные дефлированием на ИПЦ). На первом
этапе мы не разделяем полученные доходы на собственные и транс
ферты из федерального бюджета. Фактически это равносильно пред
положению о том, что разные виды доходов оказывают сходное влия
ние на величину бюджетных расходов. В дальнейшем мы проверяем
справедливость данного предположения и находим его подтверждение.
Размеры шоков доходов и расходов определялись в основном как
относительное изменение их реальной величины по сравнению с преды
дущим годом. Отметим, что в литературе чаще используют показатель
«неожиданные шоки», определяемый как отклонение фактических пара
метров доходов и расходов от показателей, которые предусмотрены зако
нами о бюджете, принятыми до начала года (Poterba, 1994; Rattso, 2004).
Используемые данные учитывают особенности бюджетной статистики Ханты-
Мансийского АО, Тюменской области и г. Москвы в 2004—2006 гг., которые связаны
с поступлением налоговых доходов, доначисленных НК ЮКОС, и последующим
переводом части суммы в федеральный центр. Для целей настоящего анализа данные
были очищены от доначисленных налогов, подлежащих такому переводу. Кроме того,
при оценке фактического объема трансфертов, получаемых регионами, были приняты
во внимание особенности учета средств, передаваемых в целевые бюджетные фонды
(территориальный дорожный и экологический) в 2002—2004 гг.
2 Статистические данные по консолидированному бюджету регионов не использовались,
чтобы обеспечить совместимость с показателями государственного долга по субъектам РФ (они
не включают долг муниципальных образований).
12
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Для оценки и сопоставления масштабов бюджетных шоков мы
рассчитывали их среднеквадратичные (будем называть их стандарт
ными) значения для каждого региона, а также для федерального
бюджета и суммы региональных бюджетов. Вопреки распростра
ненным представлениям3, большинство регионов испытывают более
сильные шоки, чем федеральный бюджет. Величина стандартного
шока доходов для последнего значительно ниже как средней, так
и медианной величины таких шоков по регионам (табл. 3). Лишь
для 25 регионов из 80 (31%) меньше значения стандартных шоков
доходов, а их средняя величина по пяти регионам, подверженным
наиболее сильным шокам, в 2,5 раза больше шока федеральных до
ходов. Это, вероятно, объясняется более широкой диверсификацией
национальной экономики по сравнению с региональными и более
широким кругом налогов, поступающих в федеральный бюджет.
Другой важный вывод: шоки, испытываемые отдельными регионами,
не синхронизированы между собой, в связи с чем величина стандарт
ных шоков суммарных доходов региональных бюджетов уступает не
только медианным значениям стандартных региональных шоков, но
и значениям шоков, испытываемых федеральным бюджетом.
Таблица 3
Расчетная величина стандартных бюджетных шоков (в % )
Показатель Доходы Расходы
Средняя по 5 регионам с минимальными шоками 12,9 12,2
Средняя по всем регионам 20,1 18,8
Медиана по всем регионам 19,0 20,1
Средняя по 5 регионам с максимальными шоками 41,0 25,8
Стандартный шок суммарных доходов по всем регионам (расходов) 11,0 11,2
Федеральный бюджет 16,4 13,1
Источник: расчеты авторов.
Отметим, что в число регионов с наиболее волатильными бюд
жетными расходами (подверженных достаточно сильным шокам до
ходов и не слишком успешно сглаживающих их последствия) вхо
дят как территории, специализирующиеся на добыче нефти и газа
(Тюменская и Сахалинская области), так и несырьевые регионы
(Алтай, Белгородская и Воронежская области, Краснодарский край).
На рисунках 1 и 2 видно, что если на федеральном уровне не
которые взлеты и падения доходов (в 2005, 2009 и 2011 гг.) сглажи
вались средствами бюджетной политики, то на региональном уровне
шоки доходов практически в полном объеме переносятся в расходы.
Корреляция между шоками доходов и расходов федерального бюд
жета составляет 0,33, а для суммы региональных бюджетов — 0,95
(близка к 1).
3 А. Балаев (2017) показал, что эластичность доходов федерального бюджета по цене на
нефть (0,46) — основному источнику изменчивости бюджетных доходов — более чем в два раза
превышает эластичность совокупных доходов региональных бюджетов по этому показателю (0,21).
13
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Шоки доходов и расходов федерального бюджета
(относительное изменение)
Источник: расчеты авторов.
Рис. 1
Шоки суммарных доходов и расходов региональных бюджетов
(относительное изменение)
Источник: расчеты авторов.
Рис. 2
Основные результаты анализа
В качестве первого шага мы провели панельные тесты4на причин
ность связей между реальной величиной доходов и расходов региональ
ных бюджетов, а также между шоками этих показателей. Количество
лагов было выбрано на основе критерия Шварца. Гипотезы о том,
что доходы бюджета не служат причиной его расходов, и о том, что
расходы бюджета не служат причиной его доходов, отвергаются на
уровне значимости 1%. Таким образом, наш анализ показывает, что
в России доходы регионального бюджета выступают причиной его
расходов и наоборот (иными словами, из четырех представленных
4Был использован тест для неоднородных панелей, предложенный в: Dumitrescu, Hurlin,
2012.
14
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
выше гипотез о характере связи между доходами и расходами находит
подтверждение вариант «финансовая синхронизация»). Связь между
шоками доходов и расходов носит иной характер. Гипотеза о том,
что шок доходов не служит причиной шока расходов, отвергается на
уровне значимости 1%. При этом гипотеза о том, что шок расходов не
выступает причиной шока доходов, не отвергается (p-value = 0,38).
Таким образом, шоки доходов определяют шоки расходов (выполняется
гипотеза «доминирование доходов»). Полученные результаты выглядят
естественными: первый вывод характеризует среднесрочную взаимо
связь между бюджетными доходами и расходами, второй — связь
между их текущими изменениями.
Анализ бюджетной политики, как правило, проводится на годо
вых данных, поскольку это отражает годовую цикличность разработ
ки и исполнения бюджетов. К сожалению, для России углубленное
изучение бюджетной политики на федеральном уровне затруднено
небольшим числом лет наблюдения. В связи с этим исследование
включало два этапа. На первом оценивалась реакция федерального
и каждого регионального бюджета на шоки доходов, что позволяло,
с одной стороны, проверить однородность поведения регионов, а с дру
гой — оценить наличие существенных различий в способах адаптации
к шокам на разных уровнях бюджетной системы. На втором этапе
реакция региональных бюджетов изучалась с помощью модели ана
лиза панельных данных, что позволило повысить надежность оценок
и выявить важные характеристики процесса адаптации к бюджетным
шокам в условиях ограниченной длины временных рядов. В частно
сти, рассматривались факторы реакции на бюджетные шоки. В качест
ве таковых в модель включались баланс бюджета предыдущего года
или долг на конец предыдущего года (в обоих случаях в процентах от
доходов бюджета предыдущего года). С их помощью предполагалось
проверить гипотезу о том, что различия в способах бюджетной адап
тации регионов могут определяться доступностью заемных средств.
Экономической логике соответствовала бы ситуация, когда регионы
с более высоким уровнем накопленного долга или текущего бюджет
ного дефицита, при прочих равных условиях, пользуются меньшим
доверием инвесторов и соответственно имеют ограниченный доступ
к заимствованиям, поэтому вынуждены адаптироваться к шокам до
ходов за счет изменения расходов.
В общем виде спецификация основной анализируемой модели
имеет следующий вид:
Д1п(ехри ) = а0+ а ,+j3Aln(revit) + уСи + coTt + eit, (1)
где: revi t, expi t — доходы и расходы бюджета региона i в момент t (из
меренные в постоянных ценах); Ci>t — контрольная переменная, в спе
цификации (1) —баланс бюджета предыдущего года, в спецификации
(2) — долг предыдущего года (в обоих случаях в процентах от доходов
бюджета); ах — индивидуальные фиксированные эффекты; у? — иско
мый коэффициент зависимости бюджетных расходов от шока доходов;
ш, Tt описывают временной эффект.
15
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Логарифмическая модель в первых разностях позволяет интерпре
тировать полученные значения /3 как эластичность изменения расходов
по изменению доходов соответствующих бюджетов. Эти величины мы
будем называть «коэффициентами бюджетной реакции»: если у? = 0, то
расходы не реагируют на шоки доходов, то есть бюджетная полити
ка носит ациклический характер; значение /? = 1 свидетельствует, что
бюджетные расходы меняются в той же пропорции, что и доходы, то
есть проводимая политика в чистом виде проциклическая.
В качестве базовых использовались две спецификации, связы
вающие логарифмы шоков доходов Ain(revi t) и расходов Ain(expit)
и включающие в качестве контрольной переменной бюджетный баланс
bali t или долг региона debti t (в обоих случаях в процентах от доходов
бюджета):
Ain(expit) = а0+ а{+ /?А1п(revi t) + у + coTt + eit, (2а)
r e v i,t-1
d ebt (2b)
Ain (expit) = a0+ + /?Aln(revit) + у ------ + C0Tt + sit.
r e v i,t-1
Для построения на первом этапе «индивидуальных» уравнений
использовался упрощенный вариант спецификации (2а), не предусмат
ривающий структурных разрывов. Полученная оценка коэффициен
та реакции для федерального бюджета составила 0,36 и незначимо
отличалась от нуля. Это подтверждает предварительный вывод: на
федеральном уровне краткосрочные шоки доходов вызывают огра
ниченные изменения расходов, то есть в краткосрочном плане про
водимая бюджетная политика носит преимущественно ациклический
характер. Зависимость шока расходов бюджета от бюджетного баланса
прошлого года составила 0,45. При этом, учитывая сравнительно
небольшое количество точек, следует осознавать определенную услов
ность этих оценок.
Все коэффициенты бюджетной реакции для отдельных регионов,
в отличие от федерального уровня, были значимо положительными
(на уровне 1%). Значения этих коэффициентов (рис. 3) лежали в ши
роком диапазоне — от 0,38 до 1,21, иными словами, все регионы
действовали более проциклически, чем федеральное правительство.
Вместе с тем в более чем половине регионов коэффициенты реакции
находились в сравнительно узком диапазоне — от 0,8 до 1,0. Среднее
значение (и медиана) региональных коэффициентов составило 0,84
(что в 2,3 раза превышает оценку соответствующего коэффициента
для федерального бюджета). Самые низкие значения коэффициента
реакции были получены для Красноярского края, Республики Саха
(Якутия), Чукотского АО, Липецкой, Вологодской и Ленинградской
областей. Напротив, самые высокие значения коэффициентов (на
иболее проциклическая бюджетная политика) были выявлены для
Тверской, Оренбургской, Воронежской и Владимирской областей
и Республики Марий Эл.
Причины найденных различий коэффициентов реакции между
регионами не очевидны. Так, Москва, выделяющаяся как уровнем
16
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Индивидуальные коэффициенты реакции региональных бюджетов
Красноярский край
Респ. Саха (Якутия)
Липецкая обл.
Чукотский АО
Вологодская обл.
Ленинградская обл.
Калининградская обл.
Пермский край
Респ. Карелия
Томская обл.
Ханты-Мансийский АО
Камчатский край
Забайкальский край
Респ. Мордовия
Новгородская обл.
Челябинская обл.
Тюменская обл.
Псковская обл.
Кемеровская обл.
Магаданская обл.
Респ. Калмыкия
Приморский край
Ярославская обл.
Респ. Башкортостан
Сахалинская обл.
Орловская обл.
Новосибирская обл.
Хабаровский край
Мурманская обл.
Респ. Карачаево-Черкесия
Респ. Северная Осетия —Алания
Респ. Бурятия
Респ. Хакасия
Иркутская обл.
Костромская обл.
Москва
Волгоградская обл.
Нижегородская обл.
Ульяновская обл.
Ямало-Ненецкий АО
Амурская обл.
Калужская обл.
Курская обл.
Смоленская обл.
Респ. Коми
Самарская обл.
Респ. Алтай
Брянская обл.
Еврейская АО
Респ. Адыгея
Курганская обл.
Респ. Тыва
Астраханская обл.
Рязанская обл.
Тамбовская обл.
Санкт-Петербург
Краснодарский край
Пензенская обл.
Респ. Кабардино-Балкария
Омская обл.
Свердловская обл.
Алтайский край
Респ. Дагестан
Респ. Татарстан
Респ. Чувашия
Кировская обл.
Респ. Удмуртия
Белгородская обл.
Московская обл.
Ростовская обл.
Архангельская обл.
Ивановская обл.
Саратовская обл.
Ставропольский край
Тульская обл.
Владимирская обл.
Воронежская обл.
Респ. Марий Эл
Оренбургская обл.
Тверская обл.
0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 1,0 1,1 1,2 1,3
Источник: расчеты авторов.
Рис. 3
17
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
бюджетной обеспеченности, так и структурой расходов, имеет коэффи
циент реакции 0,82, что практически совпадает со средним значением.
На втором этапе, где рассматривалась панель регионов, параллель
но использовалось несколько методов оценивания: сквозная регрессия
по методу наименьших квадратов (pooled OLS), модель с фиксиро
ванными индивидуальными эффектами (FE) и метод обобщенных
моментов (GMM; см.: Arellano, Bover, 1995). Последний применялся
в двух вариантах: в первых разностях (GMM FD) и с использованием
внутригруппового преобразования (within)5 — GMM FE. В качестве
проверки на робастность мы дополнительно оценили альтернативные
спецификации, включив в рассмотрение структурные сдвиги для обоих
вариантов модели GMM. Таким образом, в рамках данной работы мы
приводим результаты оценок шести спецификаций модели, что позволяет
их сопоставить (табл. 4). Для оценки качества построенных моделей
выполнялся тест Хансена на сверхидентифицирующие ограничения.
Таблица 4
Результаты оценки спецификации (2а)
для уравнения бюджетной реакции
Эконометрическая модель
Объяс 1 23 4 5 6
няющая OLS
переменная GMM FD GMM FE Период
(структур (структур
FE GMM ный сдвиг) GMM ный сдвиг)
FD FE
Ain (revit) 0,726*" 0,727"* 0,784*** 0,802*** 0,731*** 0,775*** 2002й—2008
0,740*** 0,720*** 0,670*** 2009-2017
balanceit_x 1,230*** 0,775*** 2002й—2007
0,607"* 0,707*** 1,166*** 1,192*** Да 0,773*** 2008-2012
0,930*** 0,0002 0,555*** 2013-2017
r even u e it_x
Да
Фиктивные Да Да Да Да
переменные 0,86 0,0212 0,1527
времени 0,0121
0,87
Тест Хансена
(/?-value)
R 2 (МНК
и within)
Примечание. аДля методов GMM FD и GMM FD (структурный сдвиг) — 2003 г. ***р < 0,01.
Источник: расчеты авторов.
Прежде всего заметна близость оценок коэффициента бюджет
ной реакции, полученных с помощью разных эконометрических мо
делей. Из четырех оценок моделей (без структурных сдвигов) три
практически точно совпали на уровне 0,72 —0,73. Оставшееся значе
ние (0,78), полученное при оценке GMM FD, также мало отличается
от остальных оценок. Полученный диапазон значений коэффициента
реакции, основанный на панельных методах анализа (0,72 —0,78),
5 Преимущества оценки GMM с помощью первых разностей и внутригруппового
преобразования подробно описаны в: Hansen, 2019. Кроме того, метод первых разностей (FD)
и его преимущества детально рассмотрены в: Wooldridge, 2010.
18
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
несколько ниже, чем усредненная величина индивидуальных коэф
фициентов по отдельным регионам, однако по-прежнему более чем
в два раза превышает индивидуальный коэффициент реакции для
федерального бюджета.
Структурные разрывы были идентифицированы в 2008—2009 гг.,
что позволяет связать их с мировым финансовым кризисом. Оказалось,
что в посткризисный период коэффициент реакции снижается. При
менение метода GMM FE показывает снижение оцениваемого пока
зателя в этот период с 0,78 до 0,67, a GMM FD — с 0,80 до 0,74.
Таким образом, роль изменения расходов в адаптации региональных
бюджетов к шокам доходов несколько снизилась, то есть бюджетная
политика регионов стала менее проциклической. Объяснением мо
жет быть более жесткая политика федерального центра в отношении
трансфертов (с 2009 г. объем федеральных трансфертов регионам по
отношению к ВВП монотонно снижается; см.: Акиндинова и др., 2016).
Оценки коэффициента при бюджетном балансе также достаточ
но устойчивы: три из четырех оценок лежат в диапазоне 0,61 —0,72,
лишь метод GMM FD дает существенно более высокие оценки на
уровне 1,2. Главное, однако, в том, что все полученные оценки зависи
мости коэффициента реакции от бюджетного баланса положительные,
что противоречит исходной гипотезе. Предполагалось, что снижение
дефицита (увеличение баланса) повышает доверие к правительству
и позволяет ему адаптироваться к шокам доходов за счет изменения
заимствований, а не расходов. Однако фактически знак зависимости
оказался противоположным. Возможные интерпретации такой ситуа
ции рассматриваются ниже.
Результаты теста Хансена на сверхидентифицирующие ограниче
ния показывают, что спецификация модели правильная только при
оценке обобщенного метода моментов в первых разностях с наличием
структурного сдвига (см. табл. 4). Значит, наиболее подходящей мо
делью можно считать GMM FD со структурным сдвигом, где коэф
фициент реакции после финансового кризиса снижается с 0,8 до 0,74,
а коэффициент при балансе бюджета — с 1,2 до 0,9.
В спецификации (2Ь), где в качестве дополнительной объяс
няющей переменной выступает величина долга вместо бюджетного
баланса, разные методы дают значения коэффициента реакции от
0,59 до 0,69 (табл. 5). Иными словами, эти оценки также близки
и мало отличаются от оценок в спецификации (2а). Значения коэф
фициента при долге региона существенно меняются в зависимости
от метода оценивания, однако важно, что все полученные оценки
отрицательные. Это, как и в предыдущей спецификации, противо
речит гипотезе о низком доверии как факторе, ограничивающем воз
можности адаптации к шокам доходов за счет заимствований. При
этом результаты теста Хансена показывают, что спецификация всех
оцененных моделей (GMM FD, GMM FD со структурным сдвигом
и GMM FE) корректна.
Таким образом, можно заключить, что адаптация региональных
бюджетов к шокам доходов примерно на 3/4 проводится за счет изме
нения расходов (проциклически).
19
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Таблица 5
Результаты оценки спецификации (2Ь)
для уравнения бюджетной реакции
Эконометрическая модель
Объяс 1 23 4 5
няющая OLS GMM FE
переменная GMM FD Период
FE GMM FD (структур
ный сдвиг)
Ain (revit) 0,641*** 0,641*** 0,591*** 0,602*** 0,668*** 2005^-2009
0,563*** 2010-2017
d e b tit_{ -0,077*** -0,160*** -0,428 -0,350 -0,137*** 2005^-2008
0,762 0,769 0,620 -0,471 0,165 2009-2017
r even u e it_x
0,779
Тест Хансена
(/?-value)
R 2 (MHK
и within)
Примечание. аДля методов GMM FD и GMM FD (структурный сдвиг) — 2006 г. ***р < 0,01.
И сточник: расчеты авторов.
Проверка асимметрии реакции региональных бюджетов
на положительные и отрицательные шоки доходов
В условиях выявленной на региональном уровне сильной реакции
расходов на шоки доходов важно выяснить, является ли она симмет
ричной (выше отмечалось, что это важно с точки зрения ожидаемой
динамики накопления долга). Между реакцией на положительные
и отрицательные шоки было найдено небольшое отличие: коэффи
циент реакции расходов при увеличении бюджетных доходов состав
ляет примерно 0,79, а при их сокращении он снижается до 0,71 —0,746.
Таким образом, на региональном уровне в дополнение к процикли
ческой политике в слабой форме наблюдается «эффект храповика»:
более 4/5 временного увеличения доходов превращается в рост расхо
дов, а временное сокращение доходов трансформируется в снижение
расходов в меньшей степени. Можно предположить, что сравнительно
небольшую асимметрию реакции можно объяснить сдерживающим
влиянием бюджетных правил, действующих на региональном уровне.
Реакция отдельных видов
региональных расходов на шоки доходов
Далее мы определяли виды расходов, которые играют ведущую роль
в адаптации к шокам доходов. В первую очередь мы оценили коэффициен
ты реакции для двух видов расходов, на которые в сумме в среднем по
всем субъектам РФ приходится примерно V4 региональных расходов: на
национальную экономику и Ж КХ. Эти статьи отличаются гибкостью —
6 Результаты были получены при упрощенном подходе, предполагающем оценку модели
с фиксированными эффектами (две спецификации с включением переменной бюджетного
баланса и долга региона).
20
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
существенную их часть можно относительно легко перенести на будущие
периоды. Отдельно мы оценили реакцию остальных расходов (за вычетом
национальной экономики и Ж КХ), что позволяет сравнить роль гибких
и негибких расходов в адаптации бюджетов к шокам доходов.
Согласно результатам, приведенным в таблице б, расходы на на
циональную экономику отличаются очень высокой чувствительностью
к изменению доходов: наиболее надежная модель GMM FD дает оценку
коэффициента 1,3. Это означает, что при увеличении (уменьшении)
доходов на 1% расходы на национальную экономику увеличиваются
(уменьшаются) на 1,3%. Оценки коэффициентов реакции расходов на
Ж К Х незначимо отличаются от нуля, поэтому мы не приводим детали
построенных моделей.
Таблица 6
Результаты оценки коэффициентов реакции расходов
на национальную экономику на шоки доходов
Эконометрическая модель
Объясняющая 1 2 3 4
переменная GMM FD Период
OLS FE GMM FD (структур
ный сдвиг)
Ain (revit) 1,195м* 1,211*** 1,326*" 1,327"* 2008^-2017
balanceit_x 1,073*" 1,281” ’ 1,459"* 2,034*** 2008^-2012
revenueit_x 1,626*** 2013-2017
Да Да Да
Фиктивные - - 0,137 Да
переменные времени 0,450 0,461 0,169
Тест Хансена (p-value)
R 2(^МНК и within)
Примечание. аДля методов GMM FD и GMM FD (структурный сдвиг) — 2009 г. ***р < 0,01.
Источник: расчеты авторов.
Таблица 7
Результаты оценки коэффициентов реакции остальных расходов6*
на шоки доходов
Эконометрическая модель
Объясняющая 1 2 34
переменная GMM FD Период
OLS FE GMM FD (структур
ный сдвиг)
Ain (revit) 0,402*** 0,417*** 0,531*** 0,512*** 2008^—2017
balanceit_x 0,392*** 0,489*** 0,811*** 0,919*** 2008^—2012
revenueit_x 0,749*** 2013-2017
Да Да Да
Фиктивные - - 0,696 Да
переменные времени 0,621 0,648 0,6533
Тест Хансена (p-value)
R 2 (МНК и within)
Примечание. аСоответствуют всем расходам за вычетом расходов на национальную эконо
мику и Ж К Х . ^Для методов GMM FD и GMM FD (структурный сдвиг) — 2009 г. ***р < 0,01.
Источник: расчеты авторов.
21
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Как показывают данные таблицы 7, для остальных расходов коэф
фициент реакции на шоки доходов (при оценке методом обобщенных
моментов) составил 0,51 —0,53. Таким образом, сила реакции расходов
на национальную экономику примерно в 2,5 раза превышает реакцию
других видов расходов региональных бюджетов.
Судя по полученным результатам, субфедеральные бюджеты
в России действуют типичным образом: адаптируются к шокам до
ходов в первую очередь за счет государственных инвестиций. Ранее
аналогичные результаты для других стран были получены в: Roubini,
Sachs, 1989; Alesina, Perotti, 1995; Rattso, 2004 и др.
Проверка различий
в реакции на шоки собственных доходов
и межбюджетных трансфертов
Насколько сходна реакция бюджетных расходов на шоки собст
венных доходов и межбюджетных трансфертов7? В принципе при
формировании бюджетной политики некоторые регионы могут в боль
шей степени ориентироваться на трансферты, предоставляемые феде
ральным центром, чем на собственные доходы. Напротив, бюджетная
политика регионов-доноров зависит от поступивших собственных дохо
дов. Возможность такой ситуации подтверждается в работах: Snoddon,
2004; Sole-Olle, Sorribas, 2012.
Одной из основных функций межбюджетных трансфертов
выступает сглаживание шоков доходов региональных бюджетов.
Поэтому анализ должен учитывать возможную зависимость размера
выделяемых трансфертов от собственных доходов. Было выявлено,
что корреляция между ними составляет 0,1. Иными словами, объем
трансфертов слабо реагирует на изменение собственных доходов ре
гионов (их рост не снижает объем трансфертов, а сокращение не
увеличивает его). Преимущество такой ситуации в том, что она не
подрывает стимулы регионов развивать базу собственных доходов,
однако при этом ответственность за адаптацию к их шокам полностью
лежит на самих регионах. С точки зрения нашего анализа важно,
что можно не учитывать потенциальную взаимосвязь составляющих
региональных доходов. Далее мы оценивали разновидность специ
фикации (2а), в которой рассматривались два вида шоков доходов
(собственных Aow n_revit и трансфертов Atra n sfertsit), а все шоки
бюджетных доходов и расходов были выражены в процентах ВРП
предыдущего года для обеспечения сопоставимости оценок для раз
ных видов доходов:
A o w n _ r e v it
+ 0)Tt + £it, (3)
7 Используется общая сумма трансфертов, включая целевые субсидии, субвенции
и дотации на выравнивание бюджетной сбалансированности.
22
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Aexpit ,
где:-------- — шок расходов бюджета региона г в момент г (измеренный
m P lt~x ballt_x
в % ВРП предыдущего года);---- -г^— — баланс бюджета предыдущего
v r P i,t- 1
года (в % ВРП предыдущего года); — коэффициент зависимости
бюджетных расходов в ответ на шок собственных доходов; /32 — коэф
фициент зависимости бюджетных расходов в ответ на шок трансфертов;
Tt отражает фиктивные временные переменные.
Результаты оценки моделей (табл. 8) показывают, что реакция рас
ходов региональных бюджетов на шоки собственных доходов и транс
фертов различается слабо. Кроме того, одни методы оценки показывают
более сильную реакцию бюджетов на собственные доходы, а другие —
на трансферты. По результатам оценки четвертой модели8, изменение
собственных доходов на 1 п. п. ВРП приводит к изменению расходов
регионального бюджета на 0,76 п. п. ВРП, а соответствующее измене
ние трансфертов — к изменению расходов регионального бюджета на
0,88 п. п. ВРП (в зависимости от спецификации модели). После 2012 г.
эффект обоих видов шоков несколько ослабевает — до 0,69 п.п. ВРП
от изменения собственных доходов и 0,8 п.п. ВРП от изменения транс
фертов. Иными словами, наши результаты (в отличие от цитированных
выше исследований) говорят об отсутствии значимых различий между
реакцией на шоки собственных доходов и трансфертов.
Таблица 8
Результаты оценки модели зависимости шока расходов
от изменения собственных доходов и трансфертов
на региональном уровне (спецификация (3))
Эконометрическая модель
Объяс 1 23 4 5 6
няющая OLS
переменная FE GMM GMM FD GMM GMM FE Период
FD (структур FE (структур
ный сдвиг) ный сдвиг)
АотпгеЩл 0,708й* 0,714*** 0,758*** 0,764й* 0,629*** 0,591*** 2004й—2008
v r p ut- { 0,738*** 2009-2011
0,690й* 0,784*** 0,678*** 2012-2017
Atransfertsu 0,662й* 0,678й* 0,848*** 0,878*** 2004й—2011
v r p itt-1 0,807*** 0,717*** 2012-2017
1,244й* 0,794*** 2004й—2011
Abalanceit 0,692й* 0,766*** 1,204*** 0,952*** 0,814*** 2012-2017
Да Да Да 0,648***
v r p itt-1
0,824 0,838 0,374 Да Да Да
Фиктивные 0,761 0,071
переменные 0,168
времени
Тест Хансена
(/?-value)
R 2 (обычный
и within)
Примечание. аДля методов GMM FD и GMM FD (структурный сдвиг) — 2005 г. ***р < 0,01.
Источник: расчеты авторов.
8Для финальных оценок использовалась модель GMM FD (структурный сдвиг).
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Обсуждение результатов
Подведем основные итоги нашего исследования.
1. Относительные колебания бюджетных доходов регионов в боль
шинстве случаев выражены значительно сильнее, чем для федерально
го бюджета, что указывает на важность про/ контрциклических свойств
фискальной политики регионов. Такие колебания не синхронизированы
между собой, поэтому агрегированные показатели, суммирующие фис
кальные показатели по всем субъектам РФ, дают искаженное пред
ставление об их волатильности (несколько занижая ее).
2. Между доходами и расходами региональных бюджетов просле
живается двусторонняя причинно-следственная связь. В то же время
шоки доходов определяют шоки расходов, но не наоборот. Оба ре
зультата представляются ожидаемыми, учитывая ограниченные воз
можности регионов самостоятельно вводить или отменять налоги и
необходимость следовать бюджетным правилам.
3. Политика бюджетных расходов на региональном уровне (в от
личие от федерального) носит выраженный проциклический характер.
В сочетании со значительными шоками доходов это приводит к вы
сокой волатильности бюджетных расходов в большинстве регионов.
4. Адаптация региональных бюджетов к шокам доходов обеспе
чивается в первую очередь изменением расходов на национальную
экономику. Основываясь на международном опыте, можно предпола
гать, что речь идет прежде всего о колебаниях объема государствен
ных инвестиций, финансируемых из региональных бюджетов. Такой
механизм адаптации к фискальным шокам отрицательно сказывается
на экономическом росте, поскольку имеет как средне-, так и долго
срочный негативный эффект.
5. Гипотеза о том, что проциклическую политику регионов опре
деляет ограниченный доступ к источникам финансирования их бюд
жетного дефицита, не нашла подтверждения. Напротив, знак при
переменных бюджетного баланса и долга в построенных уравнениях
указывает на обратную зависимость: долг формируется в регионах,
которые проводят более мягкую фискальную политику. Интересно,
что аналогичный результат был получен для США. Как показано в:
Saunoris, 2015, штаты с более высоким уровнем долга адаптируются
к шокам доходов преимущественно за счет новых заимствований.
Индивидуальные различия в поведении регионов могут опреде
ляться, например, разной структурой их расходов: если инвестицион
ные проекты могут быть отложены, то нормативно-правовые обяза
тельства регионов нельзя сократить или тем более отменить. Вместе
с тем возможно, что наблюдаемое поведение отдельных регионов
объясняется скорее субъективными, чем объективными факторами:
регионы, проводящие менее ответственную бюджетную политику, с од
ной стороны, действуют проциклически, а с другой — накапливают
значительный долг.
6. В отличие от ряда других стран, региональные бюджеты
в России реагируют на изменение трансфертов практически так же,
как и на шоки собственных доходов.
24
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Наиболее важный результат — высокая волатильность бюд
жетных расходов большинства регионов. Это представляется серьез
ным фактором торможения роста российской экономики (см. так
же: McManus, Ozkan, 2015). Хотя колебания бюджетных шоков
в разных регионах не синхронизированы между собой и поэтому
в значительной мере погашают друг друга, с точки зрения влияния
на производство это не столь важно, так как возможности быстро
перемещать его (особенно государственные инвестиции) между ре
гионами невелики.
Поскольку гипотеза об ограниченном доступе к финансовым
ресурсам не нашла подтверждения, наиболее вероятной общей при
чиной проциклической бюджетной политики регионов представляет
ся специфика бюджетных правил, действующих для субъектов РФ.
Предусмотренные в них ограничения на размеры бюджетного дефицита
и долга регионов обеспечивают соблюдение ими бюджетной дисципли
ны, однако не ориентируют их на проведение контрциклической поли
тики. Это косвенно подтверждается тем, что на федеральном уровне
расходная политика носит скорее ациклический характер, во многом
благодаря другому характеру бюджетных правил (они предусматри
вают сбережение сверхдоходов бюджета при повышении цен на нефть
и их использование при снижении).
Целесообразно модифицировать бюджетные правила для суб-
федеральных бюджетов: ограничения на величину их дефицита
должны учитывать влияние колебаний деловой активности: посколь
ку при спаде бюджетные доходы снижаются, допустимые разме
ры дефицита региональных бюджетов могут увеличиваться, а при
подъеме — уменьшаться. Это повысило бы гибкость бюджетных
правил и позволило бы сочетать бюджетную дисциплину в среднем
на протяжении цикла с возможностью противодействовать внеш
ним и внутренним шокам. Соответствующие правила описаны, на
пример, в: Frankel, 2011; Guerguil et al., 2016; Eyraud et al., 2018.
Проанализировав тип бюджетных правил и экономические пока
затели по 61 стране, авторы работы: Misra, Ranjan, 2018, пришли
к выводу, что правила, учитывающие фазу делового цикла, обеспе
чивают более высокие темпы экономического роста без ущерба для
бюджетной дисциплины.
Правда, практически ввести такие правила сложно, поскольку на
региональном уровне выделить циклическую часть доходов значитель
но труднее, чем на федеральном (где к ним относятся все нефтегазовые
поступления в бюджет). В силу этого необходимо параллельно принять
комплекс мер, относящихся как собственно к экономике, так и к сфе
ре государственного управления. Экономические меры по усилению
контрцикличности бюджетной политики рассматривают, в частности,
авторы работ: Sutherland et al., 2010; Snudden, 2016; Aizenman et al.,
2019. К мерам второго типа можно отнести, например, включение
в число критериев оценки качества бюджетной политики регионов,
наряду с размерами бюджетного дефицита и долга, степень волатиль
ности расходов, что стимулировало бы регионы проводить более ста
бильную макроэкономическую политику.
25
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Список литературы / References
Акиндинова Н., Чернявский А., Чепель А. (2016). Региональные бюджеты в условиях
кризиса: можно ли достичь сбалансированности? Вопросы экономики. N° 10.
С. 31 —48. [Akindinova N., Chernyavsky A., Chepel А. (2016). Analysis of regional
fiscal balance. Voprosy Ekonom iki, No. 10, pp. 31 —48. (In Russian).] https:
doi.org 10.32609 0042-8736-2016-10-31-48
Балаев A. (2017). Факторный анализ доходов российской бюджетной системы
Экономическая политика. N° 3. С. 8 —37. [Balaev А. (2017). Factor analysis of
the Russian budget system revenues. Ekonomicheskaya Politika, No. 3, pp. 8 —37.
(In Russian).] https://doi.org/10.18288/1994-5124-2017-3-01
Божечкова А. В., Мамедов А. А., Синельников-Мурылев С. Г. и др. (2018).
Стабилизационные свойства трансфертов, выделяемых регионам России из фе
дерального бюджета Журнал Новой экономической ассоциации. N° 4 (40).
С. 61 —83. [Bozhechkova А. V., Mamedov A. A., Sinelnikov-Murylev S. G. et al.
(2018). Stabilization properties of federal fiscal transfers to Russian regions. Journal
o f the N ew Economic Association, No. 4 (40), pp. 61 —83. (In Russian).] blips:
doi.org 10.31737 2221-2264-2018-40-4-3
Гурвич E., Вакуленко E., Кривенко П. (2009). Циклические свойства бюджетной
политики в нефтедобывающих странах Вопросы экономики. № 2. С. 51—70.
[Gurvich Е., Vakulenko Е., Krivenko Р. (2009). Cyclical properties of fiscal policy
in oil-producing countries. Voprosy E konom iki, No. 2, pp. 51—70. (In Russian).]
https://doi.org/10.32609/0042-8736-2009-2-51-70
Крейндель В. (2008). Диагностика доминирующего режима бюджетной политики
субъектов Российской Федерации Экономическая политика. N° 1. С. 141 —
151. [Kreindel V. (2008). Diagnostics of the dominating regime of the subjects of
Russian Federation budget policy. Ekonomicheskaya Politika, No. 1, pp. 141 —151.
(In Russian).]
Кудрин А., Дерюгин A. (2018). Субнациональные бюджетные правила: зару
бежный и российский опыт Экономическая политика. N° 1. С. 8 —35.
[Kudrin A., Deryugin А. (2018). Subnational budget rules: Foreign and Russian
experience. Ekonomicheskaya Politika, No. 1, pp. 8 —35. (In Russian).] blips:
doi.org 10.182 88 1994-5124-2018-1-01
Синельников-Мурылев С., Кадочников П., Трунин И. и др. (2006). Проблема мягких
бюджетных ограничений российских региональных властей. М.: ИЭПП.
[Sinelnikov-M urylev S., Kadochnikov P., Trunin I. et al. (2006). The problem
o f soft budget constraints o f Russian regional governments. Moscow: IET.
(In Russian).]
Силуанов А. Г., Назаров В. С. (2009). Адаптация системы межбюджетных отношений
и субнациональных финансов к колебаниям экономической конъюнктуры
Экономическая политика. N° 4. С. 171 —189. [Siluanov A. G., Nazarov V. S.
(2009). Adaptation of interbudgetary relations and subnational finances system to
economic conjuncture fluctuations. Ekonomicheskaya Politika, No. 4, pp. 171 —189.
(In Russian).]
Aizenman J., Jinjarak Y., Nguyen H., Park D. (2019). Fiscal space and government-
spending & tax-rate cyclicality patterns: A cross-country comparison, 1960—2016.
Journal o f Macroeconomics, Vol. 60, pp. 22 9 —252. blips: doi.org 10.1016
j.jmacro.2019.02.006
Alesina A., Perotti R. (1995). Fiscal expansions and fiscal adjustments in OECD count
ries. N B E R Working Paper, No. 5214. blips: doi.org 10.3386 w5214
Alesina A., Favero C., Giavazzi F. (2019). Effects of austerity: Expenditure- and tax-
based approaches. Journal o f Economic Perspectives, Vol. 33, No. 2, pp. 141 —162.
h ttp s: doi.org 10.1257 jep.33.2.141
Arellano М., Bover O. (1995). Another look at the instrum ental variable estimation of
error-components models. Journal o f Econometrics, Vol. 68, No. 1, pp. 29 —51.
blips: doi.org 10.1016 0304-4076(94)01642-D
26
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Arezki R., Ismail К. (2010). Boom-bust cycle, asymmetrical fiscal response and the Dutch
disease. IM F Working Papers, No. 10 94. hllps: doi.org 10.5089 9781451982718.001
Baghestani H., McNown R. (1994). Do revenues or expenditures respond to budgetary
disequilibria? Southern Economic Journal, Vol. 61, No. 2, pp. 311 —322. hUps:
doi.org 10.2307 1059979
Bohn H. (2008). The sustainability of fiscal policy in the United States. In: R. Neck,
J.-E. Sturm (eds.). Sustainability o f public debt. Cambridge, MA: The MIT Press,
pp. 15 —49.
Chang Т., Chang G. (2009). Revisiting the government revenue-expenditure nexus:
Evidence from 15 OECD countries based on the panel data approach. Czech Journal
o f Economics and Finance, Vol. 59, pp. 165 —172.
Chowdhury A. (2011). Sta te government revenue and expenditures: A bootstrap panel
analysis. Unpublished manuscript, Marquette University, Wisconsin.
D arrat A. (2002). Budget balance through spending cuts or tax adjustments?
Contemporary Economic Policy, Vol. 20, No. 3, pp. 221—230. hUps: doi.org
10.1093 cep 20.3.221
De Castro F., Gonzalez-Paramo J., De Cos P. (2004). Fiscal consolidation in Spain:
Dynamic interdependence of public spending and revenues. Investigaciones
Econymicas, Vol. 28, No. 1, pp. 193—207.
Dumitrescu E., Hurlin C. (2012). Testing for Granger non-causality in heterogeneous
panels. Economic Modelling, Vol. 29, pp. 1450 —1460. hUps: doi.org 10.1016
j.econmod.2012.02.014
Erbil N. (2011). Is fiscal policy procyclical in developing oil-producing countries? IM F
Working Papers, No. 11171. hllps: doi.org 10.5089 9781462314324.001
Ewing B., Payne J., Thompson М., Al-Zoubi О. M. (2006). Government expenditures
and revenues: Evidence from asymmetric modeling. Southern Economic Journal,
Vol. 73, No. 1, pp. 1 9 0 -2 0 0 . https://doi.org/10.2307/20111882
Eyraud L., Debrun X., Hodge A., Lledo V., Pattillo C. (2018). Second-generation fiscal
rules: Balancing simplicity, flexibility, and enforceability. IM F S ta ff Discussion
N ote, No. 2018/04. https://doi.org/10.5089/9781484350683.006
Fasano U., Wang Q. (2002). Testing the relationship between government spending
and revenue: Evidence from GCC countries. IM F Working Papers, No. 02 201.
https://doi.org/10.5089/9781451874365.001
Fatas A., Mihov I. (2013). Policy volatility, institutions and economic growth. Review of
Economics and Statistics, Vol. 95, No. 2, pp. 362 —376. hllps: doi.org 10.1162
REST_a_00265
Frankel J. (2011). A solution to fiscal procyclicality: The structural budget institutions
pioneered by Chile. N B E R Working Paper, No. 16945. hllps: doi.org 10.3386
wl6945
Frankel J., Vegh C., Vuletin G. (2013). On graduation from fiscal procyclicality. Journal
o f Development Economics, Vol. 100, No. 1, pp. 32 —47. https: doi.org 10.1016
j.jdeveco.2012.07.001
Friedman M. (1978). The limitations of tax limitation. Policy Review , Vol. 5, Summer,
pp. 7 -1 4 .
Furceri D., Jalles J. (2018). D eterm inants and effects of fiscal counter-cyclicality.
Ensayos Sobre Politica Economica, Vol. 36, No. 85, pp. 137—151. h ttp s ://d o i.o rg /
10.32468 Espe.8508
Guerguil М., Mandon P., Tapsoba R. (2016). Flexible fiscal rules and countercycli
cal fiscal policy. IM F W orking Papers, No. 16 8. hllps: doi.org 10.5089
9781513581460.001
Hansen В. E. (2019). Econometrics [draft graduate textbook]. Unpublished manuscript,
University of Wisconsin. Revised: August, hllps: www.ssc.wisc.edu -bhansen
econometrics Econometrics.pdf
Ho Y., Huang C. (2009). Tax-spend, spend-tax, or fiscal synchronization: A panel analy
sis of the Chinese provincial real data. Journal o f Economics and Management,
Vol. 5, No. 2, pp. 257-272.
27
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Husain A., Tazhibayeva К., Ter-Martirosyan А. (2008). Fiscal policy and economic cycles
in oil-exporting countries. IM F Working Papers, No. 08 253. h ttp s ://d o i.o rg /
10.5089 9781451871111.001
Ilzetzki E., Vegh C. (2009). Procyclical fiscal policy in developing countries: Truth
or fiction? N B E R Working Paper, No. 14191. h ttp s://d o i.o rg /1 0 .3 3 8 6 /w l4 1 9 1
Karakas М., Turan T. (2019). The government spending-revenue nexus in CEE countries:
Some evidence for asymmetric effects. Prague Economic Papers, Vol. 28, No. 6,
pp. 633 —647. h ttp s ://d o i.o rg /1 0 .18267/j.pep.697
Kollias C., Paleologou S.-M. (2006). Fiscal policy in the European Union: Tax
and spend, spend and tax, fiscal synchronisation or institutional separation?
Journal o f Economic S tu d ie s, Vol. 33, No. 2, pp. 108 —120. h ttp s ://d o i.o r g /
10.1108/01443580610666064
Konstantinou P. (2004). Balancing the budget through revenue or spending adjustments?
The case of Greece. Journal o f Economic Development, Vol. 29, No. 2, pp. 81 —105.
Konukcu-Onal D., Tosun A. (2008). Government revenue-expenditure nexus: Evidence
from several transitional economies. Economic A nnals, Vol. 53, pp. 145 —156.
h ttps://d oi.o rg /1 0.22 98 /E K A 0 879 14 5K
Meltzer A., Richard S. (1981). A rational theory of the size of government. Journal of
Political Economy, Vol. 89, No. 5, pp. 914 —927. https://doi.org/10.1086/261013
Musgrave R. (1966). Principles of budget determination. In: H. Cameron, W. Henderson
(eds.). Public finance: Selected readings. New York: Random House, pp. 15—27.
McManus R., Ozkan G. (2015). On the consequences of procyclical fiscal policy. Fiscal
Studies, Vol. 36, No. 1, pp. 29—50. https://doi.Org/10.llll/j.1475-5890.2015.12044.x
M isra S., Ranjan R. (2018). Fiscal rules and procyclicality: An empirical analysis.
Indian Economic Review, Vol. 53, No. 1, pp. 207—228. h ttp s://d o i.o rg /1 0 .1 0 0 7 /
s41775-018-0033-z
Narayan P. (2005). The saving and investment nexus for China: Evidence from co-integra-
tion tests. Applied Economics, Vol. 37, No. 17, pp. 1979 —1990. h ttp s ://d o i.o rg /
10.1080/00036840500278103
Owoye О., Onafovora O. (2011). The relationship between tax revenues and govern
ment expenditures in European Union and non-European Union OECD count
ries. Public Finance R eview , Vol. 39, No. 3, pp. 429 —461. h ttp s ://d o i.o r g /
10.1177 1091142110386211
Payne J. (2003). A survey of the international empirical evidence on the tax-spend
debate. Public Finance R eview , Vol. 31, No. 3, pp. 302 —323. h ttp s ://d o i.o r g /
10.1177/1091142103031003005
Peacock A., W iseman J. (1961). The growth o f public expenditures in the United
K ingdom . Princeton, NJ: Princeton University Press.
Peacock A., W iseman J. (1979). Approaches to the analysis of government expendi
ture grow th. Public Finance Q uarterly, Vol. 7, No. 1, pp. 3 —23. blips: doi.
org 10.1177 109114217900700101
Poterba J. (1994). State responses to fiscal crisis: The effects of budgetary institutions
and politics. Journal o f Political Economy, Vol. 102, No. 4, pp. 799 —821. https:
doi.org 10.1086 261955
Rattso J. (2004). Fiscal adjustment under centralized federalism: Empirical evaluation
of the response to budgetary shocks. FinanzArchiv, Vol. 60, No. 2, pp. 240—261.
https://doi.org/10.1628/0015221041525750
Roubini N., Sachs J. (1989). Government spending and budget deficits in the industrial
countries. Economic Policy, Vol. 4, No. 8, pp. 100 —132. h ttp s://d o i.o rg /1 0 .2 3 0 7 /
1344465
Saunoris J. (2015). The dynamics of revenue-expenditure nexus: Evidence from the US
state government finances. Public Finance Review , Vol. 43, No. 1, pp. 108 —134.
https://doi.org/10.1177/1091142113515051
Snoddon T. (2004). Budgetary shocks and revenue adjustment: How governments respond
to unexpected fiscal shocks. Economics o f Governance, Vol. 5, No. 2, pp. 149 —166.
https://doi.org/10.1007/sl0101-003-0070-6
28
Е. Т. Гурвич, Н. А. Краснопеева Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 5 —29
Snudden S. (2016). Cyclical fiscal rules for oil-exporting countries. Economic Modelling,
Vol. 59, No. C, pp. 473 —483. blips: doi.org 10.1016 j.econmod.2016.08.009
Sole-Olle A., Sorribas P. (2012). The dynamic adjustment of local government budgets:
Does Spain behave differently? Applied Economics, Vol. 44, No. 25, pp. 3203—3213.
https://doi.org/10.1080/00036846.2011.570723
Strawczynski М., Zeira J. (2013). Procyclicality of fiscal policy in emerging count
ries: The cycle is the trend. In: L. F. Cespedes, J. Gall (eds.). Fiscal policy and
macroeconomic performance, Vol. 17. Central Bank of Chile, pp. 427—466.
Sutherland D., Hoeller P., Egert B., Roehn O. (2010). Counter-cyclical economic policy.
OECD Economics D epartment Working Paper, No. 760. blips: doi.org 10.2139
ssrn.1604410
Sutherland D., Hoeller P., Merola R. (2012). Fiscal consolidation: How much, how fast,
and by w hat means? OECD Economic Policy Papers, No. 1. h ttp s ://d o i.o r g /
10.2139 ssrn.2060104
Vamvoukas G. (2011). The tax-spend debate with an application to the EU. Economic
Issues, Vol. 16, P art 1, pp. 65 —88.
Wildavsky A. (1975). The politics o f the budgetary process. Boston: Little, Brown &
Company.
Woodridge J. M. (2010). Econometric analysis o f cross section and panel data. Cambridge:
MIT Press.
Analysis of tax-spend nexus for Russian regional budgets
Evsey T. G urvich1,2*, Natalia A. Krasnopeeva1,2
Authors affiliation: 1 Economic Expert Group (Moscow, Russia);
2 Financial Research Institute, M inistry of Finance of the Russian Federation
(Moscow, Russia). * Corresponding author, email: [email protected]
We study the tax-spend nexus for Russian regional budgets. Causal
relationship running from taxing to spending is found, thus supporting the
concept “tax and spend” suggested by M. Friedman. Next, elasticity of
expenditure by revenue is estimated for a panel of 80 regional budgets basing
on data for 2000—2017. Estimates are in the range of 0.72 to 0.78 (depending on
the econometric technique), which exceeds elasticity for the federal budget more
than twice. This evidences that fiscal policy at the sub-federal (as distinct from
the federal) level has clear pro-cyclical nature. Besides, the largest sensitivity of
expenditure to revenue shocks is found for the item “national economy”, implying
marked adverse implications for economic growth. We suggest to mitigate this
effect by modifying fiscal rules for sub-federal budgets. They are currently aimed
primarily at enhancing fiscal discipline, with less emphasis on countercyclical
policy, insulating economy from fiscal shocks.
Keywords'. Russia’s regions, fiscal shocks, tax-spend nexus, procyclical
fiscal policy.
JEL: H30, H72, H77.
29
Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 30 —58.
Voprosy Ekonomiki, 2020, No. 2, pp. 30 —58.
Анализ региональных финансов России
и устойчивость долга регионов
С. В. Шеремета
Банк России (Москва, Россия)
В 2017—2019 гг. российские регионы сумели постепенно восстановить
финансовую устойчивость за счет высоких рублевых цен на сырье, роста
собираемости налогов и сдержанной политики расходов и заимствований.
Анализ панельных данных показал, что одним из ключевых факторов
сбалансированности региональных финансов выступает социально-демогра-
фическая структура общества. Меры правительства в ближайшие годы будут
способствовать повышению устойчивости региональных финансов и сниже
нию межрегионального разброса по уровню регионального долга, но приведут
к отрицательному вкладу региональной бюджетной политики в динамику
экономической активности и выпуска. Рост фискальной нагрузки по феде
ральным налогам снижает процикличность доходов региональных бюджетов,
но требует возврата полной ставки налога на прибыль регионам для компен
сации выпадающих доходов. Для совершенствования условий заимствования
необходимо развивать рынок региональных облигаций с плавающей ставкой,
индексируемым и амортизируемым номиналом.
Ключевые слова: консолидированный бюджет субъектов РФ, региональ
ный долг, муниципальный долг, демографическая нагрузка, эффективная
ставка, долговая нагрузка.
J E L : Н7, Н11, Н20, НЗО, Н41, Н50, Н53, Н55, Н60, Н61, Н62, НбЗ,
Н68, R50, R51, R53, R58.
Введение
Региональные бюджеты выступают важным звеном бюджетной
системы России. На них приходится около V3 расходов расширенного
правительства в традиционно контролируемых государством сферах
Ш еремета Сергей В ячеславович (sheremetasv@ cbr.ru), ведущий экономист
Департамента денежно-кредитной политики Банка России.
https://doi.org/10.32609/0042-8736-2020-2-30-58
© НП «Вопросы экономики», 2020
30
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
(Ж КХ, общественный транспорт, образование, здравоохранение, куль
тура, спорт, социальные услуги и т. п.).
Факторы формирования доходов и расходов региональных бюдже
тов и устойчивости региональных финансов России анализировались
в ряде отечественных и зарубежных работ. Их ключевым результатом
стал тезис о систематической несбалансированности региональных бюд
жетов и их зависимости от федеральных дотаций из-за несоответствия
экономического потенциала субъектов и возложенных на региональ
ные власти публично-нормативных обязательств. В отдельных работах
(Гладковская и др., 2017; Полтева, Кирюшкина, 2016) подчеркивалась
важность учета факторов исполнения доходов и расходов региональных
бюджетов (соответствие факта и плана), финансовых резервов и иму
щества как залогового актива субъектов РФ для оценки устойчивости
региональных финансов. Эти авторы предложили классификацию для
ранжирования регионов по финансовому положению на основе показа
телей исполнения бюджета, активов и обязательств. Отдельные авторы
упоминали о существенной дифференциации регионов по финансовой
обеспеченности и невозможности увеличить доходный потенциал на
базе человеческого капитала без существенного наращивания расходов
по этим направлениям, а также о неэффективности механизмов дотиро
вания в перераспределении ресурсов с целью выравнивания социально-
экономического потенциала (Сугарова, 2015; Di Bella et al., 2017).
В ряде исследований изучались факторы формирования доходов
и планирования расходов региональных бюджетов, строились модели,
объясняющие зависимость между доходами и расходами субъектов РФ
и их социально-экономическими показателями. В работах: Бычкова,
Сорокина, 2017; Ложечко, 2017; Мильчаков, 2016; Климанов и др.,
2019, анализировались связь доходной части региональных бюджетов
с показателями экономической и деловой активности, факторы долговой
динамики и эффекты вытеснения частных инвестиций государствен
ными, оценивался доходный потенциал субъектов РФ. С применением
корреляционного анализа и векторной авторегрессии оценено влия
ние отдельных факторов экономической неопределенности на доходы
регионов: ключевыми рисками здесь выступают внешнеэкономическая
конъюнктура, концентрация налогоплательщиков и администрирование
поступлений. В этих работах выявлены некоторые причины кризис
ного положения региональных финансов в 2013—2015 гг., связанного
с ограничением темпов роста доходной базы регионов и увеличением
расходных обязательств, в том числе по обслуживанию долга.
Модельный подход к формированию сбалансированного и устой
чивого регионального бюджета представлен в работе: Юрга, 2012, где
проанализированы риски на пути достижения сбалансированности
региональных финансов. Отметим авторский подход к учету теневой
экономики, коррупционных, экологических и институциональных рис
ков воспроизводства природно-ресурсной базы региона и их влияния на
доходы и расходы бюджета. В связи с этим важно оценивать собирае
мость и администрирование налогов, а также ряд институциональных
и инфраструктурных расходов региональных бюджетов, способствую
щих долгосрочному воспроизводству и росту доходной базы.
31
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Вопросы оценки долговой устойчивости регионов затрагивались
в работах: Полтева, Кирюшкина, 2016; Мильчаков, 2016. Авторы рас
смотрели не только статистические показатели, используемые для оцен
ки долговой ситуации в регионах, но и ряд индикаторов структурных
изменений их долга, выявили пороговые уровни показателей для ранжи
рования российских субъектов. Вместе с тем отмечены недостаточность
используемых индикаторов для полной оценки финансовой устойчиво
сти субъектов РФ, невозможность с их помощью рассчитывать долго
срочную динамику и устойчивые траектории долга. Исследователи
предложили соотнести величину регионального долга с оценочной
стоимостью имущества субъектов РФ для отражения обеспеченности
залогом долговых обязательств. Это интересная идея, однако здесь
возникает ряд проблем, прежде всего в области оценки имущества,
большая часть которого не относится к числу рыночных активов.
Доля региональных бюджетов в национальной бюджетной систе
ме по доходам и расходам характеризует степень ее централизации,
свободы и самостоятельности региональных и местных властей при
проведении социально-экономической политики. С развитием долгового
кризиса региональных бюджетов с 2013 г., который усилился кризис
ными тенденциями в российской экономике, стал более актуальным
вопрос о финансовой устойчивости регионов. Анализ факторов фор
мирования их доходов, расходов и источников финансирования дефи
цита бюджета, а также стабильной траектории долга необходим для
определения направлений региональной финансовой политики и общих
макроэкономических мер, способствующих сбалансированности регио
нальных финансов и сокращению межрегиональной дифференциации.
Основные задачи нашего исследования:
— определить факторы формирования доходов и расходов ре
гиональных бюджетов, оценить текущие тенденции и долгосрочные
перспективы динамики этих показателей;
— охарактеризовать ключевые особенности и динамику показате
лей региональных бюджетов и их финансовой устойчивости, кредит
ного риска и стоимости заимствований;
— классифицировать регионы по их финансовой и долговой устой
чивости (в соотнесении с рыночными показателями — доходностью
бумаг и кредитными рейтингами);
— проанализировать особенности современной фискальной политики
российских регионов, оценив эффект различных мер в области бюджетной
и экономической политики правительства применительно к регионам;
— предложить меры в области регулирования региональных фи
нансов для сохранения финансовой устойчивости регионов и сокра
щения дифференциации между ними.
В исследовании мы использовали данные Минфина России,
Федерального казначейства (далее — ФК), Росстата, российских
рейтинговых агентств, Московской биржи и финансового информа
ционного агентства Cbonds (cbonds.ru). Для анализа финансового
состояния регионов применялись эконометрические и статистические
методы (сезонное сглаживание, анализ панельных данных, цикличес
кая фильтрация, кластеризация и др.).
32
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Классификация регионов
по показателям финансовой устойчивости
Регионы значительно дифференцированы по ключевым показате
лям состояния региональных финансов (удельные показатели доходов
и расходов, долгосрочные индикаторы исполнения и сбалансированно
сти бюджета, индикаторы долговой и финансовой устойчивости и др.).
Разброс регионов по показателям исполнения доходов и расходов бюд
жета и долга даже больше, чем по общим социально-экономическим
показателям. Например, Москва исполняет почти пятую часть всех
непроцентных расходов регионов, а в нескольких субъектах эта доля
меньше 0,1% (рис. 1). Такой разброс регионов по непроцентным расхо
дам (и по доходам за вычетом входящих межбюджетных трансфертов)
определяет существенную дифференциацию субъектов РФ по харак
теру долгосрочной финансовой устойчивости, которую усиливает их
социально-экономическое неравенство. Из-за большого веса отдельных
субъектов средневзвешенные по регионам значения относительных
финансовых показателей отклоняются от середины их распределения
по субъектам.
Доля регионов в общих непроцентных расходах, 2018 г. (в % )
53,3- -\Л2\,0 г 2г,32Л ИВИ Башкортостан
1Шй1 Саха (Якутия)
Ж /-2,5 ЩЩЩКрасноярский край
ЕПЯХМАО
W M'.mkr2,7 [-- -I Свердловская обл.
ЕШ9 Краснодарский край
\ W Татарстан
Санкт-Петербург
Московская обл.
1 1Москва
1 1Остальные субъекты РФ (менее 1,8)
Источники: ФК; Минфин; расчеты автора.
Рис. 1
Оценка устойчивости региональных финансов проводится на ос
нове ключевых показателей, рассчитываемых исходя из параметров
исполнения бюджета и общего регионального долга (табл. 1). Для
относительной оценки финансовой устойчивости используются пока
затели собственных доходов (доходов за вычетом всех межбюджетных
трансфертов)1 и непроцентных расходов (расходов за вычетом про
центных расходов) бюджета — очищенные от входящих и исходящих
финансовых потоков поступления и ассигнования регионов.
1Согласно ст. 47 Бюджетного кодекса РФ , под собственными доходами бюджетов
субъектов РФ понимаются их налоговые и неналоговые доходы за исключением субвенций.
Здесь и далее под собственными доходами понимаются доходы бюджетов субъектов РФ за
вычетом всех входящих безвозмездных поступлений от других бюджетов бюджетной системы,
в том числе субвенций.
33
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Таблица 1
Ключевые показатели оценки
финансовой устойчивости региональных финансов
Показатель (%) Формула
Сальдо Доходы - Расходы
Сбалансированность: Собств. доходы
Собств. доходы
Сбалансированность Автономная первичная сбалансированность =
Собств. доходы - Непроцентные расходы
Собств. доходы
Совокупный регион.и муницип. долг
Долговая нагрузка Долговая нагрузка =
Собств. доходы
Процентная Процентные расходы
нагрузка Процентная нагрузка =
Собств. доходы
Процентные расходы
Процентная нагрузка на расходы = ^
Совокупные расходы
Платежная нагрузка =
Платежная нагрузка Процентные расходы + Расходы на погашение долга
Собств. доходы
Потребность Потребность в финансировании =
в финансировании Процентные расходы + Расходы на погашение долга
Собств. доходы
Дотационная Трансферты
зависимость Дотационная зависимость =
Доходы
Коэффициент if х Df
обслуживания
долга (КОД) к о д = 1-(1Н ) - Ч У,’
где: it — средневзвешенная эффективная ставка процента по рыночным
обязательствам до погашения;
Dt — объем рыночного долга субъектов;
st — средневзвешенный срок до погашения;
Yt — доходы региональных бюджетов за вычетом межбюджетных
трансфертов
Источники: Бюджетный кодекс РФ; расчеты автора.
На основе трех ключевых показателей финансовой устойчиво
сти (автономная первичная сбалансированность, долговая и платеж
ная нагрузки) была проведена кластеризация методом k-средних
в Statistica 13, в соответствии с которой выявлены три группы регио
нов. Затем результаты кластеризации были сопоставлены с классифи
кацией регионов по трем группам долговой устойчивости по критериям
формирования заемной/долговой политики регионов (предложены
Минфином с 2019 г.) и с оценками платежеспособности и устойчиво
сти регионов на основе кредитных рейтингов (табл. 2).
Критерии классификации регионов по финансово-долговой устойчивости, при
меняемые Минфином для определения параметров долговой политики, ужесточились
с принятием в 2019 г. поправок в Бюджетный кодекс РФ , где принципы заемной
долговой политики регионов дифференцированы в соответствии с их финансово-
34
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
долговой устойчивостью. Регионы группы низкой устойчивости будут ограничены
в новых заимствованиях до нормализации показателей (смогут занимать только для
рефинансирования, не превышая объемов плановых погашений). Регионы группы
средней долговой устойчивости смогут заимствовать по согласованию с Минфином.
Регионы группы высокой долговой устойчивости смогут свободно осуществлять заем
ную долговую политику.
Таблица 2
Распределение регионов по группам финансовой устойчивости
в соответствии с авторской кластеризацией, классификацией Минфина
и оценкой на основе кредитных рейтингов по итогам 2018 г.
Группа Кластери Классифи Кредитный Регионы
зация кация рейтинг
Минфина
Белгородская, Владимирская,
Калужская, Липецкая,
Московская, Тульская,
Ленинградская, Ростовская,
I (высокая А- А, А+, АА- Сахалинская, Тюменская
финансовая
устойчивость) АА, АА+, ААА (вкл. ХМАО и ЯНАО),
(премия к ОФЗ Свердловская, Челябинская,
+0,60 п.п.) Иркутская, Кемеровская обл.,
респ. Татарстан, Башкортостан,
Саха (Якутия), Приморский
и Алтайский края, НАО, Москва
и Санкт-Петербург
Промежуточная Перешли от средней ВВВ, А Курская, Вологодская,
(между I и II финансовой устойчи
группами) вости к высокой (премия к ОФЗ Оренбургская обл.,
в 2017-2018 гг.
+0,45 п. п) респ. Адыгея, Чувашия
Еврейская АО, Краснодарский,
Ставропольский, Красноярский,
Забайкальский и Хабаровский
края, Воронежская, Тверская,
BBB, BBB+, Рязанская, Тамбовская,
II (средняя
финансовая А, АА- Мурманская, Томская,
устойчивость)
(премия к ОФЗ Новгородская, Астраханская,
+0,74 п.п.) Волгоградская, Нижегородская,
Самарская, Пензенская,
Саратовская, Ульяновская,
Новосибирская, Амурская обл.,
респ. Коми, Марий Эл, Хакасия
Перешли от средней вв- BB+, Орловская, Смоленская,
финансовой устойчи ввв- ввв, Ярославская, Омская,
Промежуточная вости к низкой BBB+
(между II и III в 2017-2018 гг. Архангельская, Псковская,
группами)
(премия к ОФЗ Кировская, Магаданская обл.,
+0,77 п.п.) Респ. Карелия
III (низкая В-, в, B+,
финансовая вв- вв
устойчивость) Ивановская, Костромская обл.,
(премия к ОФЗ респ. Мордовия, Удмуртия
+1,08 п.п.)
Регионы отделены Брянская, Калининградская,
Высокодота от подлежащих Курганская обл., Севастополь,
ционные кластеризации BBB+, А+ респ. Крым, Калмыкия,
субъекты (доля (сбалансированность Сев. Осетия—Алания,
трансфертов и долговая устойчи (премия к ОФЗ Чечня, Дагестан, Кабардино-
в доходах вость искажены +1,03 п.п.) Балкария, Карачаево-Черкесия,
>40%) высоким дотацион Ингушетия, Бурятия, Тыва,
ным обеспечением) Алтай, Камчатский край,
Чукотский АО
Источники: Минфин; Cbonds; расчеты автора.
35
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Наша кластеризация ориентируется на комплексный анализ
финансовой устойчивости, учитывая текущую сбалансированность,
влияющую на будущие изменения долга. Классификация Минфина
концентрируется только на текущей долговой устойчивости.
Во всех подходах к классификации регионов по финансовой устой
чивости выделяются три группы с похожим набором участников. Часть
регионов в соответствии с различными подходами могла оказаться в по
граничном положении между соседними группами. В таблице 2 такие
«переходные» регионы представлены в промежуточных подгруппах.
«Переходное» положение характерно для ряда регионов, недавно
перешедших из одной категории в другую: так, по показателям финан
совой устойчивости регуляторов Республика Карелия, Ярославская
и Астраханская области могут быть отнесены к относительно устой
чивым субъектам, но рейтинговые агентства оценивают их кредитное
качество достаточно низко. Они делают акцент на кредитной истории
эмитентов, индикаторах ликвидности и срочной структуре обязательств
и предстоящих платежей, в нашей же кластеризации учитывается ха
рактер текущего исполнения бюджета (что отражает текущие тенден
ции в экономике региона), а в классификации Минфина акцент сделан
непосредственно на долге и его обслуживании, без учета особенностей
текущего исполнения бюджета.
Анализ факторов формирования
доходов и расходов регионов
Анализ доходов за вычетом входящих межбюджетных транс
фертов и непроцентных расходов показывает, насколько доходные
полномочия регионов соответствуют возложенным на них расходным
обязательствам. Исторически наблюдается значительное превышение
непроцентных расходов региональных бюджетов над доходами за вы
четом входящих трансфертов (рис. 2). Это несоответствие усиливает
ся социально-демографическими тенденциями — ростом численно
сти и доли нетрудоспособных граждан (категорий населения младше
и старше трудоспособного возраста, безработных, инвалидов, женщин
в декретном отпуске и пр.) по отношению к численности трудоспособ
ных граждан и непосредственно занятых.
В отличие от федерального бюджета, зависящего в большей мере
от циклических нефтегазовых доходов и косвенных налогов на товары
и услуги (НДС, акцизы, пошлины), уплачиваемых всеми гражданами
при их приобретении, региональные бюджеты и внебюджетные фонды
чувствительны к особенностям социально-демографической и поло
возрастной структуры общества. Занятое трудоспособное население
генерирует доходы региональных бюджетов: его экономическая ак
тивность определяет поступления по ключевым налогам (прямо — по
Н ДФ Л и имущественным налогам, косвенно — по налогу на при
быль и отдельным поступлениям по налогам на товары и услуги —
через валовую выручку и прибыль организаций, потребление благ).
Нетрудоспособные категории граждан не уплачивают основные персо-
36
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
нальные налоги, собираемые регионами (НДФЛ, имущественные на
логи), и / или имеют льготы по ряду поступлений в пользу государства
(налог на имущество, оплата ЖКУ, общественного транспорта и др.).
Эти льготы и преференции формируют основу расходной нагрузки
на субъекты РФ, компенсирующие региональным и муниципальным
предприятиям часть потерь, связанных с наличием льгот у социально
незащищенных категорий граждан (рис. 2 —4).
В 2004—2019 гг. наблюдались два периода значительной раз-
балансировки региональных бюджетов (см. рис. 3). Первый период
(2008—2010 гг.) был связан с падением сырьевых цен при управляе
мом курсе рубля, что в значительной мере повлияло на ключевые
экономически сильные регионы (Москва, Московская и Тюменская
области, ХМАО и ЯНАО, Татарстан, Башкортостан), из-за чего ис
полнение их бюджетов было хуже, чем у большинства других регио
нов. Второй период разбалансировки был инициирован социально
ориентированными планами правительства и указами президента
в 2011—2012 гг., когда регионы были наделены дополнительными
расходными обязательствами без соответствующего предоставления
новых доходных полномочий.
В результате в 2011—2015 гг. долг регионов постепенно рос, что
с учетом развития кризисных процессов в 2014—2016 гг. привело
к проблемам с его обслуживанием. Отдельные регионы с высокой
финансовой устойчивостью получили дополнительные выгоды от
ослабления рубля в 2015—2018 гг. с переходом к плавающему курсу,
4000- Автономное первичное сальдо региональных бюджетов
(скользящее за I V кв., в ценах 2003 г., млрд руб.)
3500-
Автономное первичное сальдо = Собств. доходы - Непроцентные доходы
3000-
............
2500-
2000-
1500-
1000-
500-
0-
-500-
- 1000-
-1500-
1ч—' ^ p i O l O t O t O t ^ t ^ O O O O O ' i O ' i O O - * — i c N C N O o o o ' ^ t l *^t| i o i o ^ o ^ o t ' ' * i > » o o o o o ,i
оооооооооооооооооооооооооооооо
CNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCN
Автономное первичное сальдо
— Собственные доходы
— Непроцентные расходы
-----Тренд —собственные доходы (фильтр Бакстера —Кинга)
-----Тренд —непроцентные расходы (фильтр Бакстера —Кинга)
...... Линейный —собственные доходы
...... Линейный —непроцентные расходы
Источники: ФК; Минфин; расчеты автора.
Рис. 2
37
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Разброс сбалансированности региональных бюджетов в 2005—2019 гг.
(отношение скользящего за I V кв. сальдо к скользящим за I V кв.
собств. доходам, в % )
Сальдо Доходы - Расходы
Сбалансированность = ——---------------- = —-------------—------ --------
Собств. доходы Доходы - Трансферты
95% выборки | I37,5% выборки Средневзвешенная сбалансированность
шшш 25% выборки региональных бюджетов в целом
а а д 87,5% выборки I I 12,5% выборки (собств. доходов)
75% выборки
\.'.' .15% выборки
mam 62,5% выборки
50% выборки
Источники: ФК; Минфин; расчеты автора.
Рис. 3
Обратная связь между социально-демографической нагрузкой
на занятых и автономной первичной сбалансированностью бюджетов
Ингушетия
1,8 Тыва
Чечня „
1,6
Калининградская обл. Карачаево-Черкесия
1,4 Адыгея • Бурятия Дагестан
•• * Сев. Осетия
§х §*К» • • И. Крым
•a$>*
ч к -• •1,2 • • • • Л ,'''* Кабардино-Балкария Ряд труднодоступных регионов
• •Севастополь Крайнего Севера и Дальнего Востока
имеют систематическую
1, 0 Калининградская обл. разбалансированность бюджета
не из-за социально-демографического
•• • фактора, а из-за геоэкономических
причин («территориального
0,8 • - # Камчатский край коэффициента», значительно
ХМАО увеличивающего экономические
Магаданская обл. издержки любых мероприятий)
,--ЯНАО Чукотский АО 225 275 325 375 425
0,6
-25 25 75 125 175
Автономная первичная сбалансированность (% собств. доходов), с обратным знаком
Источники: ФК; Минфин; Росстат; расчеты автора.
Рис. 4
38
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
что позволило им активнее сокращать дефицит (увеличивать профи
цит) и уменьшать объем долга. Ряд регионов оказался не способен
воспроизвести доходную базу из-за вытеснения частных инвестиций
государственными ассигнованиями и сокращения внутренних расходов
в силу роста отчислений на обслуживание долга.
Для исторического анализа исполнения региональных бюджетов
и последовавшего из-за их значительной разбалансировки увеличе
ния долга регионов и их дифференциации по субъектам необходимо
отдельно рассмотреть факторы формирования и разброса доходов
и расходов по регионам. Анализ панельных данных (79 субъектов,
2005—2018 гг.) в EViews 9 позволил получить различные специфи
кации регрессионных моделей с фиксированными эффектами (опре
делено по результатам тестов Хаусмана и отношения правдоподобия)
для собственных доходов и непроцентных расходов региональных
бюджетов. Мы рассматривали модели в логарифмах с включением
тренда и его исключением (в таблицах 3 и 4 представлены модели
без тренда). По результатам панельной регрессии собственных дохо
дов региональных бюджетов (см. табл. 3) можно говорить о положи
тельной связи их динамики с изменением статистически значимых
переменных — денежных доходов населения, эффективной ставки
налогообложения по ключевым налогам, уровня занятости и доли
экспорта в ВРП региона.
Экономическая логика предполагает связь между эффектив
ной ставкой налогообложения и уровнем занятости: одним из рас
четных элементов эффективной ставки налогообложения выступает
отношение НДФЛ к денежным доходам населения. Это предпо
лагает тесную зависимость деловой активности в субъекте РФ от
уровня занятости, однако статистическая проверка на эндогенность
и мультиколлинеарность (V IF) не показала связи между перемен
ными. По результатам панельной регрессии непроцентных расходов
региональных бюджетов (см. табл. 4) можно говорить о положи
тельной связи их динамики с изменением статистически значимых
переменных — средней зарплаты в регионе, доли социальных катего
рий в общей численности населения, доли региональной и муници
пальной собственности применительно к предприятиям и жилому
фонду. Возможная экономическая связь между долей региональной
собственности в основных фондах предприятий и долей региональ
ного жилого фонда не подтверждается статистической проверкой на
эндогенность и мультиколлинеарность (VIF).
Мы также изучили варианты моделей собственных доходов и не
процентных расходов с включением трендовой компоненты, однако ва
риант без нее оказался даже более предпочтительным и статистически
значимым, в том числе с точки зрения отсутствия гетероскедастичности
и автокорреляции остатков. Таким образом, факторами собственных
доходов регионов (12% ВРП, 70 тыс. руб. на душу населения, 83%
доходов) выступают:
— среднедушевые денежные доходы населения, среднемесячная
начисленная зарплата и /и ли ВРП на душу населения. Доходы насе
ления составляют налогооблагаемую базу, а также лимитируют спрос
39
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Таблица 3
Панельная регрессия для собственных доходов
Переменная Коэффициент Стандартная ^-статистика F -статистика
перед пере ошибка (РгоЬ.)
менной
Характеристики переменных
с (свободный элемент) 7,037 0,570 12,345 0,000
log (приведенные к ценам 0,326 0,061 5,360 0,000
2005 г. среднедушевые
денежные доходы)
log (доля занятых 0,185 0,078 2,378 0,018
в численности населения
региона)
log (эффективная ставка 0,086 0,012 6,868 0,000
налогообложения
по основным налогам)
log (доля экспорта в ВРП) 0,016 0,005 3,250 0,001
log (приведенные к ценам 2005 г. собственные доходы региональных бюджетов на душу
населения) = 7,037 + 0,326 х log (приведенные к ценам 2005 г. среднедушевые денежные доходы
населения) + 0,185 х log (доля занятых в численности населения) + 0,086 х log (эффективная
ставка налогообложения по основным налогам) + 0,016 х log (доля экспорта в ВРП региона)
Характеристики панельной регрессии
R2 0,952 DW-статистика 1,135
Скорректированный R 2 0,948 РгоЬ. (F-статистика) 0,000
И сточник: расчеты автора.
Таблица 4
Панельная регрессия для непроцентных расходов
Переменная Коэффициент Стандартная ^-статистика F -статистика
ошибка (РгоЬ.)
перед пере
менной
Характеристики переменных
с (свободный элемент) 3,428 0,721 4,753 0,000
log (приведенная к ценам 0,769 0,078 9,830 0,000
2005 г. среднемес. начис
ленная зарплата)
log (доля социальных 0,484 0,128 3,766 0,000
категорий6*в численности
населения)
log (доля региональной 0,075 0,011 6,778 0,000
и муниципальной собст
венности)
log (доля регионального 0,041 0,018 2,339 0,020
и муниципального жилого
фонда)
log (приведенные к ценам 2005 г. непроцентные расходы регионального бюджета на душу
населения) = 3,428 + 0,769 х log (приведенная к ценам 2005 г. среднемес. начисленная
зарплата) + 0,484 х log (доля социальных категорий в численности населения) +
0,075 х log (доля региональной и муниципальной собственности) + 0,041 х log (доля
регионального и муниципального жилого фонда)
Характеристики панельной регрессии
R2 0,965 DW-статистика 0,071
Скорректированный R 2 0,962 РгоЬ. (F-статистика) 0,000
аСоциальные категории населения — пенсионеры, инвалиды, студенты, беременные
и кормящие женщины и пр.
И сточник: расчеты автора.
40
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
и потребление в регионе, что определяет доходы бизнеса, с которых
уплачивают корпоративные налоги. Высокая доля социальных транс
фертов в доходах населения снижает налогооблагаемую базу регионов;
— экономическая активность и занятость. Доля занятых в общей
численности населения отражает число лиц, уплачивающих ключевые
прямые налоги, определяет уровень спроса и потребления в регионе.
Дальнейший рост занятости в России ограничен близостью выпуска
к потенциалу, но может быть увеличен благодаря повышению пенсион
ного возраста и реализации национальных проектов;
— доля экспорта в ВРП отражает циклическую компоненту до
ходов региональных бюджетов, формирующихся преимущественно за
счет поступлений по налогу на прибыль и совокупный доход экспор
тирующего и добывающего бизнеса в условиях позитивной внешне
экономической конъюнктуры и ослабления рубля;
— собираемость доходов бюджета и налогов. Качество фискально
го администрирования, объем теневой экономики, характер льготных
режимов и налоговых преференций влияют на уровень доходов регио
нов. В 2016—2018 гг. постепенно росла эффективная ставка налого
обложения2 по основным региональным налогам (рис. 5).
Эффективная ставка налогообложения
по ключевым региональным налогам, 2005—2018 гг. (в % )
ШШ 95% выборки | 137,5% выборки ■----- ■Средневзвешенная эффективная
а а а 87,5% выборки ш*ш 25% выборки ставка налогообложения по ключевым
Е5555Э 75% выборки | 112,5% выборки региональным налогам в России
иим 62,5% выборки l.'.M 5% выборки в целом
U 50% выборки
Источники: ФК; Росстат; расчеты автора.
Рис. 5
2 Эффективная ставка налогообложения равна взвешенному по доле в налоговых поступ
лениях отношению сборов по отдельным налогам к их потенциальным (предполагаемым)
облагаемым базам. В расчете Н ДФ Л соотносится с денежными доходами (а не с зарплатами —
в целях учета доли социальных категорий населения с необлагаемыми доходами), налог на
прибыль — с валовой корпоративной прибылью, налог на совокупный доход — с выручкой
малого бизнеса, налог на имущество организаций — с основными фондами, поступления по
отдельным налогам на товары и услуги — с оборотом розничной торговли и т. д.
41
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Непроцентные расходы (14% ВРП, 80 тыс. руб. на душу насе
ления, 99% всех расходов) — показатель, рассчитываемый и уста
навливаемый региональными властями на каждый плановый период.
Расходные обязательства регионов чувствительны к разным факторам:
— социальные стандарты и нормативы (прожиточный минимум,
МРОТ и др.) характеризуют объемы расходов региональных бюдже
тов по социальным направлениям в части социального/пенсионного
обеспечения;
— среднемесячная начисленная зарплата определяет целевые
уровни по индексации оплаты труда сотрудников бюджетного секто
ра (в основном «указных категорий»), а также общий номинальный
уровень цен и доходов в регионе;
— социально-демографическая структура населения характе
ризует долю различных социальных категорий (население в нетрудо
способном возрасте, безработные, инвалиды, женщины в декретном
отпуске, дети до двух лет) в численности населения. Численность
населения в нетрудоспособном возрасте хорошо аппроксимирует рас
ходы на здравоохранение и образование, ряд социальных ассигнова
ний. Остальные категории — целевые при получении других пособий
в рамках социальной политики;
— инфляция в регионе определяет уровень индексации оплаты
труда отдельных категорий сотрудников бюджетного сектора (госслужа
щих) и различных социальных трансфертов, влияет на величину регио
нальных социальных надбавок к пенсионному обеспечению. Также она
обусловливает индексацию тарифов местных естественных монополий
(Ж КХ, общественный транспорт и др.), а значит, расходы бюджетов на
компенсирующие субсидии предприятиям из-за льгот для населения;
— параметры регионального и муниципального дорожного и жи
лого фондов характеризуют объем эксплуатационных и инфраструк
турных расходов регионов, компенсирующих и капитальных субсидий
соответствующим предприятиям. Обеспеченность дорожным и жилым
фондами связана с уровнем урбанизации: чем больше доля городского
населения в субъекте, тем больше прямых инвестиционных расходов
на душу населения осуществляется из бюджета на инфраструктурные
сети — дороги, общественный транспорт, Ж КХ . Поэтому уровень
урбанизации служит отдельным фактором расходов.
Фактором доходов и расходов регионов выступает также доля регио
нальной и муниципальной собственности (предприятий) в структуре
экономики. Собственные предприятия потенциально генерируют боль
ше доходов — передают в бюджет не только налог на прибыль (17%),
но и всю прибыль, и не занимаются оптимизацией налогов. В то же
время большинство собственных предприятий, как правило, убыточны
ввиду социальной ценовой политики, что требует дополнительных рас
ходов бюджета. В любом случае доля региональной и муниципальной
собственности влияет на его значимость в экономике региона.
Динамика инфляции играет важную роль в формировании расхо
дов региональных бюджетов, поскольку в соответствии с текущей или
прогнозируемой инфляцией индексируются прямые (ряд социальных
трансфертов, оплата труда в бюджетном секторе) и компенсирующие
42
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
(субсидии предприятиям с индексируемыми тарифами) выплаты из ре
гионального бюджета. Ряд ассигнований индексируется в соответствии
с местной инфляцией прошлого или прогнозируемого года. В регионах
с устойчиво более высокой инфляцией, чем по России в целом (субъек
ты ЦФО), это создает основу для «инфляционной спирали», когда
высокий рост цен в текущем периоде формирует более высокую ин
дексацию части расходных ассигнований и, следовательно, содействует
ускорению роста цен в следующем периоде. Для отдельных субъек
тов с относительно низкой финансовой устойчивостью (Брянская,
Ивановская, Смоленская, Ярославская области, Крым) это создает
долгосрочную основу для систематического ухудшения сбалансирован
ности бюджетов. В то же время во многих финансово устойчивых ре
гионах с исторически более низкими темпами роста цен, чем по России
в целом (субъекты Поволжья, Урала и Дальнего Востока), улучшается
сбалансированность бюджетов с устойчивым отрицательным вкладом
бюджетной политики в выпуск на фоне опережающего роста доходов
по сравнению с расходами. Эту проблему можно решить с помощью
перераспределительных межбюджетных механизмов и совместных
действий Банка России и правительства, направленных на сокращение
межрегиональных разбросов в темпах роста цен (меры по подавлению
немонетарных факторов инфляции, информационная политика и воз
действие на инфляционные ожидания и денежно-кредитные условия
в регионах).
Важную роль в динамике и уровне расходов играют общие планы
федеральной и региональных властей в области социальной политики,
инвестиций и инфраструктуры, бюджетного сектора (занятых на гос-
службе и в социальной сфере). Так, в некоторых регионах наблюдались
локальные примеры совместного финансирования инфраструктурных
проектов федерального центра и региона (при строительстве инфра
структуры для саммита АТЭС-2012, Олимпиады-2014, ЧМ-2018 и др.).
Анализ долговой и заемной политики регионов
Основными источниками финансирования дефицитов региональ
ных бюджетов служат:
— рыночные заимствования посредством размещения бумаг
(средневзвешенный срок — 6,7—7,2 года, средневзвешенная ставка —
8,9 —9,1%) и привлечения кредитов банков (срок — 2,7—2,9 года;
ставка — 9,2 —9,3%), по данным за I —II кварталы 2019 г.;
— бюджетные кредиты (сроком от 1—2 мес. до 3 —5 лет, ставка —
0 ,1%);
— приватизация имущества;
— другие формы финансирования.
Наделение регионов дополнительными расходными обязательст
вами в 2011—2013 гг. привело к увеличению расходов и расширению
дефицитов региональных бюджетов и обусловило активные заимст
вования регионов на долговом рынке в 2011—2014 гг. (рис. 6). С на
ступлением кризисных событий 2014—2015 гг., когда под давлением
43
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Распределение регионов по долговой нагрузке, 2005—2019 гг.
(отношение долга регионов к собственным доходам, в % )
Совокупный региональный и муниципальный долг
00 00 05
CNCMCNCNCMCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCNCMCNCNCMCNCNCMCNCNCMCN
95% выборки = Средневзвешенный уровень долговой нагрузки по регионам
—Верхний нормативный уровень Минфина для низкодотационных
I I87,5% выборки
ESSSS 75% выборки субъектов (доля дотаций < 40% доходов)
m an 62,5% выборки
—Нижний нормативный уровень Минфина для низкодотационных
50% выборки субъектов (доля дотаций < 40% доходов)
| I37,5% выборки эп Верхний порог для высокодотационных регионов
S S 3 25% выборки (доля дотаций > 40% доходов)
| I 12,5% выборки
зв Нижний порог Минфина для высокодотационных регионов
] 5% выборки (доля дотаций > 40% доходов)
Источники: ФК; Минфин; расчеты автора.
Рис. 6
оказалась доходная база регионов, они были вынуждены в более жест
ких денежно-кредитных условиях рефинансировать коммерческий долг
преимущественно при помощи бесплатных возвратных средств феде
рального центра — бюджетных кредитов.
С 2018 г. Минфин регламентирует ставку заимствований для боль
шинства регионов — ее верхний предел соответствует уровню «ключевая
ставка + 1 п.п.»3, что усложняет заимствования для части регионов,
которые не могут привлечь их по таким ставкам на рынке и вынуждены
либо сокращать расходы, либо привлекать бюджетные кредиты. В це
лом регионы, в которых ниже финансовая устойчивость и кредитный
рейтинг, имеют более высокие ставки привлечения по кредитам и об
лигациям, а в регионах с большей финансовой устойчивостью ниже
стоимость заимствования (ближе к средней ставке по ОФЗ). Аналогично
доходность к погашению выше у регионов с более низким рейтингом,
ниже — с более высоким (рис. 7). Однако эта зависимость выполняется
не всегда: многие финансово устойчивые субъекты испытывают потреб
ность в финансировании и размещают бумаги преимущественно в кри
зисные периоды по относительно высоким ставкам в условиях ужесто
чения денежно-кредитных условий, а большинство менее устойчивых
3Для регионов, участвующих в программе реструктуризации обязательств по бюджетным
кредитам на период 7—12 лет.
44
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
субъектов привлекают кредиты и размещают бумаги в основном в ста
бильные периоды (в кризисное время они часто не имеют возможности
привлечь средства на рынке и обращаются за бюджетными кредитами).
Из-за этого разброс в стоимости обслуживания долга между субъектами
небольшой, что не отражает рыночные условия фондирования. Ввиду
этого финансово сильным регионам может потребоваться своеобразный
механизм «бюджетных правил» относительно собственных сверхдоходов
и кассовых остатков на счетах бюджета. В условиях активного погаше
ния бумаг и низких объемов новых привлечений наблюдается небольшая
инверсия кривой доходности (рис. 7).
Распределение регионов по доходности бумаг, апрель 2019 г.
10,0 -|
Тульская обл.
9,5 -
Саратовская обл. Карачаево-Черкесия Хакасия
9,0 - Волгоградская обл. 0
а
НАО
к ------- ________ а0 Марий Эл О Мордовия
8,5
4ГжОооО 8,0 Красноярский край Саха (Якутия)
7,5 -
Белгородская обл. q • Башкортостан
Иркутская обл. Воронежская обл.
Липецкая обл. Новосибирская обл.
7,0 ---------------О------------
Дюрация, лет
• Регионы с высокой финустойчивостью А Промежуточные регионы (1 —2 кластеры)
о Регионы со средней финустойчивостью д Промежуточные регионы (2 —3 кластеры)
о Регионы с низкой финустойчивостью
Д Высокодотационные регионы
Источник: Cbonds.
Рис. 7
Большинство бумаг регионов входит в Ломбардный список Банка
России (на 31.07.2019 — 84% рынка), при этом они принимаются
с теми же дисконтами к номиналу, что и О Ф З. Контрциклический
подход регулятора к Ломбардному списку, продиктованный целями
операционной процедуры денежно-кредитной политики, предполагает
его сокращение в 2017—2020 гг. на фоне сохраняющегося профицита
ликвидности банковской системы, ввиду чего часть бумаг исключается
из него. Другим регулятивным нормативом выступает верхний предел
доли инвестирования средств управляющих компаний НПФ в бумаги
региональных эмитентов (сейчас — 40%).
В целом динамика эффективной ставки заимствований регионов
коррелирует с общим кредитным циклом в экономике России (рис. 8).
При этом разброс регионов по стоимости заимствований значительно
отличается от распределения других финансовых показателей.
Построить «бюджетные правила» в отношении кассовых остат
ков для ряда регионов сложно из-за механизма их централизации
45
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Распределение эффективной ставки процента
по рыночному долгу регионов, 2005—2019 гг. (в % )
> д > д > д > д > д > д > ьч > я > д > д > д > д > д > ьч
'Д 'А СЧ
tосоoч (JD 0 NN 00 00 СТ> 05 О О СЧ оооооооооооо СТ>
О О ОО О О оо оо О О ООО
О О ОО О О СЧ СЧ СЧ СЧ о СЧСЧСЧСЧСЧСЧСЧСЧСЧСЧСЧСЧ О
(N CN (N (N fN (N СЧ СЧ СЧ СЧ
СЧ
| 187,5% выборки | 137,5% выборки ■----- 1Средневзвешенная эффективная ставка по
ESSSS 75% выборки ш ш 25% выборки рыночному коммерческому долгу регионов
mam 62,5% выборки I 112,5% выборки
ПП пл = Ключевая ставка Банка России
50% выборки (средняя за квартал)
Источники: ФК; Минфин; БР, расчеты автора.
Рис. 8
и казначейского сопровождения со стороны федерального центра.
Большинство регионов, в структуре долга которых велика доля бюд
жетных кредитов, распределены по стоимости заимствований ниже
средневзвешенной стоимости фондирования регионов, формируемой
в основном за счет финансово сильных субъектов, у которых большой
рыночный долг. В перспективе эту ситуацию потребуется корректиро
вать, поскольку регионы находятся в разных условиях с точки зрения
привлечения заемных ресурсов (см. выше): финансово устойчивые
субъекты большую часть средств занимают на рыночных условиях,
сталкиваясь со сложностями в кризисные периоды, а фискально недис
циплинированные, менее устойчивые субъекты часто берут бюджетные
кредиты, что смягчает денежно-кредитные условия в них и приводит
в будущем к росту расходов и ускорению инфляции.
В 2018 г. региональные бюджеты активно переходили от дефицит
ного к профицитному исполнению. Большинство регионов направили
сформировавшийся на фоне высоких рублевых цен на сырье профи
цит бюджета в том числе на погашение долга. Некоторые субъекты,
готовясь к новым подходам Минфина в части регулирования заемной/
долговой политики регионов, пожертвовали полноценным исполнением
«майских указов» 2012 г. и реализацией ряда расходов. В отдельных
субъектах сокращались непроцентные расходы в относительном выра
жении в условиях ужесточения федеральных требований. Отвлечение
значительных ресурсов на обслуживание финансовых обязательств
ограничивает направление средств на внутренние социально-экономи
ческие цели, что ухудшает состояние экономики региона и налоговую
46
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
базу в следующем периоде и образует своеобразную «долговую спи
раль». Ряд регионов вынужден проходить через процесс делевериджа
с сокращением темпов роста местной экономики.
Масштабное направление профицитных ресурсов на погашение
долга увеличило отток средств со счетов многих регионов, значительно
повысило платежную нагрузку на собственные доходы относительно
средних исторических и пороговых значений, а часть финансово устой
чивых регионов смогла пополнить остатки средств на счетах в банков
ской системе (рис. 9 —11). В отсутствие механизма перераспределения
свободных средств традиционно профицитных регионов субъектам
с хроническим дефицитом возникают периоды, когда ряд регионов сис
тематически размещает свободные остатки средств в банках, а другие
постоянно у них заимствуют (см. рис. 9). Фактически часть средств,
которые можно было бы перераспределить от профицитных регионов
к дефицитным бесплатно, была передана им через банковскую систему
с уплатой процентной маржи.
Это требует привести в соответствие доходные полномочия и рас
ходные обязательства и сформировать упорядоченный механизм управ
ления кассовыми остатками регионов. Важность учета финансовых
резервов субъектов РФ для оценки их финансовой устойчивости упо
миналась в работах разных авторов, в данной работе мы предлагаем
учитывать финансовые резервы — остатки средств на счетах бюджетов
субъектов РФ, соотнося их с долгом.
Потоки размещения и заимствования средств регионами
в банковской системе, 2006—2019 гг.
(скользящие за I V кв., млрд руб.)
В 2010 г. и в 2014 —2015 гг. на фоне выхода из кризиса часть регионов систематически
размещала сформировавшийся профицит бюджета в банках, а другая часть
систематически покрывала имеющийся дефицит бюджета заимствованиями у банков
Ш Привлечение рыночных заимствований (размещение облигаций + получение кредитов)
Размещение средств региональных бюджетов на счетах в коммерческих банках
— Нетто-позиция регионов по отношению к банковской системе
(чистое размещение —чистое привлечение средств)
Источники: ФК; БР; расчеты автора.
Рис. 9
47
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Распределение регионов по платежной нагрузке,
2005—2019 гг. (в % собственных доходов)
Платежная нагрузка = Процентные расходы + Погашение долга
Собств. доходы
395% выборки 37,5% выборки ■----- ■Средневзвешенный уровень
] 87,5% выборки 25% выборки платежной нагрузки
ksnsnj 75% выборки 12,5% выборки
вввввв! 62,5% выборки 5% выборки п п п Верхний нормативный уровень Минфина 18%
п п п Нижний нормативный уровень Минфина 13%
50% выборки
Источники: ФК; Минфин; расчеты автора.
Рис. 10
Распределение регионов по совокупной потребности
в финансировании, 2015—2019 гг. (в % собственных доходов)
210 п
Потребность в финансировании = Сальдо
_ (Процентные расходы + Погашение долга) -
Собств. доходы
395% выборки 37,5% выборки 3Средневзвешенный уровень совокупной
| I87,5% выборки 25% выборки потребности в финансировании
ESSSS 75% выборки 12,5% выборки
вввввв 62,5% выборки 5% выборки
50% выборки
Источники: ФК; расчеты автора.
Рис. 11
48
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Методология коэффициента обслуживания долга (КОД), описан
ная в работах: Drehmann, Juselius, 2012; Шеремета, Могилат, 2018,
позволяет определить пороговые уровни долговой нагрузки. Исходя из
данных о рыночном долге регионов, кризисная ситуация, связанная
с их закредитованностью, возникла в 2014—2015 гг. и характеризова
лась значительным ростом обязательств к погашению, сокращением
сроков и ростом стоимости их обслуживания. В дальнейшем уровень
11—12% (рис. 12) можно использовать в качестве порогового значе
ния, относительно которого идет естественный процесс разгрузки дол
га регионов, и нужно пересматривать их планы по заимствованиям.
Дальнейшее применение КОД для оценки долговой устойчивости ре
гионов может быть связано с включением в состав знаменателя залого
вого фактора — стоимости активов, которые могут быть использованы
в качестве обеспечения по обязательствам субъекта РФ (например,
ликвидных и рыночных активов — остатков средств на счетах бюд
жета, акций подлежащих приватизации предприятий и др.). В целом
при оценке финансовой и долговой устойчивости следует соотносить
эффективную ставку процента по рыночному долгу с темпами роста
доходной базы и отдачи от регионального имущества.
Коэффициент обслуживания рыночного долга регионов,
2005—2018 гг. (в % собственных доходов)
Коэффициент обслуживания долга = (1 - Ставка % х Объем долга
(1 + Ставка %) срок) х Собств. доходы
Перегрузка регионов долгом наступает при отвлечении
11-12% собств. доходов на обслуживание финансовых
обязательств —далее требуется пересмотр планов ■
заимствований и расходной политики
2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018
Источники: ФК; Минфин; Cbonds; расчеты автора.
Рис. 12
Для оценки устойчивой траектории госдолга МВФ использует
методологию Debt sustainability analysis (D SA), которая предпола
гает, что при неизменном первичном сальдо бюджета (% ВВП) для
достижения устойчивой динамики госдолга (% ВВП) темпы роста
номинального ВВП не должны быть ниже номинальной эффективной
ставки процента по заимствованиям (Cassimon et al., 2016). В экономи
ческой литературе имеются публикации, рассматривавшие применение
методологии DSA к консолидированным государственным финансам
России (Vlasov, 2013). Применение DSA к рыночному долгу регионов
России показывает, что фактическое первичное сальдо региональных
49
С. В. Шеремета / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 3 0 —58
Фактическое и требуемое первичное сальдо региональных бюджетов
для устойчивой траектории долга регионов (в % ВРП )
. . . . Стабилизирующее динамику рыночного долга регионов первичное сальдо
консолидированного бюджета субъектов РФ
— Фактическое первичное сальдо консолидированного бюджета субъектов РФ
Источники: МВФ; МФ; ФК; расчеты автора.
Рис. 13
бюджетов было существенно ниже требуемого уровня (% ВРП) при
сложившихся номинальных ставках заимствований и роста ВРП, но
разрыв между ними сокращается (рис. 13). Применение нами эффек
тивной ставки процента по рыночным обязательствам и методологий
КОД и DSA к региональным финансам позволяет комплексно рассмот
реть их устойчивость.
Финансовая политика правительства
и ее влияние на регионы
В 2015—2018 гг. Минфин уже осуществил и планирует реализо
вать в дальнейшем ряд мер в области налогово-бюджетной политики
в отношении регионов и их долга4. На региональных финансах отра
зится исполнение масштабных налоговых, инфраструктурных и иных
планов федерального центра в 2019—2024 гг.5
Повышение основной ставки НДС может негативно повлиять на
спрос и потребление, ограничивая прибыль организаций, если бизнес
в высококонкурентных сферах не сможет полностью перенести это
изменение в цены. Повышение ставки НДС ведет к централизации
4Рекомендации по проведению субъектами РФ ответственной заемной долговой поли
тики. Минфин, 2015; Новации Бюджетного кодекса РФ в части оценки состояния долговой
устойчивости субъектов РФ и муниципальных образований. Минфин, 2016; Методические
рекомендации органам исполнительной власти субъектов РФ и органам местного самоуправле
ния, способствующие увеличению доходной базы бюджетов субъектов РФ и муниципальных
образований. Минфин, 2018.
5Основные направления бюджетной, налоговой и таможенно-тарифной политики на 2019 год
и на плановый период 2020 и 2021 годов. Минфин, 2018; Указ Президента РФ от 07.05.2018
№ 204 «О национальных целях и стратегических задачах развития Российской Федерации на
период до 2024 года».
50
The words you are searching are inside this book. To get more targeted content, please make full-text search by clicking here.
Вопросы экономики_2020_02
Discover the best professional documents and content resources in AnyFlip Document Base.
Search