Modeling the impact of government procurement interventions on domestic wheat prices

Full Text

ВВЕДЕНИЕ

Высокая волатильность цен выступает одной из традиционных проблем зернового рынка. Нестабильность ценовой динамики обусловлена широким спектром причин как экономического, так и иного характера. В разные годы имеют место неодинаковые погодные условия, применяются различные технологии возделывания земли, меняется количество и интенсивность внесения в почву удобрений, используются новые достижения селекции. Резкие колебания валовых сборов могут существенным образом повлиять на внутрироссийские цены. Зерновые культуры являются важным товаром в международной торговле. Нестабильность валютных курсов и случайные колебания конъюнктуры мирового рынка неизбежно усиливают волатильность цен на зерно во многих странах.

Волатильность цен на зерновые культуры влечет за собой негативные последствия для развития экономики. В условиях резких и непредсказуемых колебаний цен на зерно затрудняется планирование хозяйственной деятельности во многих отраслях. Кроме того, нестабильность ценовой конъюнктуры оставляет широкое поле для спекулятивных операций, которые зачастую увеличивают амплитуду колебаний рыночных цен.

Приведённые рассуждения в полной мере актуальны и для российского рынка пшеницы. Так, с 2000 по 2023 г. урожайность данной культуры менялась от 16,1 до 35,5 ц / га убранной площади¹. В совокупности с колебаниями экспортных цен, курса рубля относительно доллара США, а также другими факторами это определило значительный размах вариации внутренних цен на пшеницу в РФ. С 2000 по 2023 гг. среднегодовая цена данной зерновой культуры на российском рынке колебалась в интервале от 1283 до 2307 руб. / т с учётом инфляции².

В РФ государство располагает необходимым арсеналом мер для сглаживания резких изменений цен на зерно, в том числе и на пшеницу. С 2001 г. на российском зерновом рынке действует механизм государственных закупочных и товарных интервенций. В соответствии с п. 1 ст. 14 Федерального закона от 29.12.2006 № 264-ФЗ «О развитии сельского хозяйства», стабилизация цен выступает одной из целей применения данного инструмента регулирования.

Закупочные интервенции представляют собой приобретение государством через компанию-агента (АО «ОЗК») зерна в государственный интервенционный фонд в случае, когда рыночные цены на закупаемый товар опускаются ниже законодательно установленных значений. Товарные интервенции, напротив, означают продажу на рынке ранее закупленного товара, если цены на него превышают определённое значение. Таким образом, государство способствует поддержанию баланса между спросом и предложением на регулируемом рынке в долгосрочной перспективе, что позволяет достичь желаемой динамики рыночных цен.

Для российского рынка пшеницы наибольшую актуальность представляют именно закупочные интервенции. В условиях полной самообеспеченности и активного экспорта данной культуры периодически возникает потребность в изъятии с рынка излишков товарной массы, образующихся под влиянием высокого урожая или на фоне трудностей в вывозе пшеницы на внешние рынки. Следовательно, в настоящей работе непосредственно рассматриваются только закупочные интервенции.

Понимание механизма влияния закупочных интервенций на рыночные цены позволит адекватно оценить роль данного инструмента с точки зрения стабилизации цен на пшеницу, а также более эффективно определять параметры интервенционной политики.

Таким образом, целью исследования является разработка с последующей апробацией теоретически обоснованной модели влияния закупочных интервенций на внутренние цены на пшеницу в России. В задачи статьи входит описание теоретических основ модели; математическая формулировка модели; калибровка модели; оценка влияния закупочных интервенций на внутренние цены на пшеницу в РФ для выбранного периода; проведение сценарного расчёта объёмов закупки исходя из предложенных критериев увеличения цен.

ОБЗОР ЛИТЕРАТУРЫ

Различные аспекты проведения интервенционной политики находят отражение как в отечественных публикациях, так и в работах зарубежных авторов. Дискуссия ведётся, в частности, и вокруг влияния закупочных и товарных интервенций на динамику цен на российском зерновом рынке.

Так, в работе Н.М. Светлова влияние закупочных интервенций на рыночные цены определяется исходя из границ ценового коридора проведения интервенций, доли государственных закупок в рыночных продажах, а также калибруемого параметра чувствительности рынка (Svetlov, 2016, p. 115). При максимальном значении данного показателя, равном единице, внутрироссийские цены на пшеницу достигают нижней границы ценового коридора проведения конкретных интервенций.

Из работы С.А. Шиловской следует, что закупочные интервенции приводят к сокращению предложения на открытом рынке за счёт отвлечения части продукции для продажи в интервенционный фонд, что обеспечивает рост цен. Кроме того, сам факт объявления интервенционных цен стабилизирует рынок, формируя определённые ценовые ожидания (Шиловская, 2010, с. 127). Последняя мысль находит отражение и в других публикациях. Так, в работе Т.В. Литвиненко отмечается, что новости, связанные с интервенционной политикой, являются одними из наиболее часто читаемых (Литвиненко, 2024, с. 120). Данный факт означает, что решения участников рынка пшеницы во многом ориентируются на проводимые государством интервенции.

В отечественных публикациях в целом приводятся противоречивые оценки эффективности интервенционной политики в контексте стабилизации цен на пшеницу. В некоторых работах указывается, что закупочные интервенции являются высоко значимыми, с точки зрения сглаживании сезонных колебаний цен на зерно (Марущак, Жеребцов, 2012, с. 192). Они также позволяют оперативно достигать целей, направленных на стабилизацию цен на рынке (Аварский и др., 2014, с. 15). В исследованиях отмечается положительная роль закупочных интервенций в 2008–2009 гг., проведение которых позволило удержать цены на приемлемом для аграриев уровне на фоне большого урожая (Ксенофонтов, Ползиков, Урус, 2019, с. 29), что стало возможным благодаря значительным объёмам закупки, составившим более 9,6 млн т (Ползиков, 2023, с. 133). И.Н. Рыкова с соавторами установила, что значительные колебания рыночных цен на пшеницу наблюдаются в периоды закупок зерна в интервенционный фонд (Рыкова, Юрьева, Аксенов, 2018, с. 64). Ряд работ, напротив, содержит вывод о слабом влиянии интервенционной политики на рыночные цены. В публикациях отмечается, что государство приобретает незначительные в масштабах рынка пшеницы объёмы продукции (Каращук, Больдясов, 2023, с. 26).

Моделирование влияния закупочных интервенций на рыночные цены рассматривается в работах Н.М. Светлова. При этом отмечается отсутствие единого мнения об эффективности интервенционной политики как стабилизирующего рыночные цены инструмента.

Политика, аналогичная по своей сути государственным закупочным и товарным интервенциям в РФ, проводится во многих зарубежных странах. Проблема влияния таких инструментов стабилизации рынка на цены на зерновые широко представлена и в трудах иностранных авторов. В публикациях западных исследователей данная тема обсуждается в последние годы не так широко, что объясняется либерализацией мировой торговли и сменой приоритетов государственного регулирования сельского хозяйства в развитых странах. Так, в странах Европы с принятием в 1962 г. «Общей аграрной политики» (Common agricultural policy, CAP) реализуется единый механизм интервенций. Однако с 1992 г. интервенционные цены в странах Евросоюза были снижены, и последние десятилетия интервенции фактически не проводятся (Würriehausen, Lakner, Ihle, 2012, p. 5).

Аналогичные рассуждения справедливы и для североамериканских стран. Так, в существующих работах анализируется влияние на рыночные цены ранее действовавших программ поддержки. Согласно экономико-математической модели П. Галлахера, предназначенной для анализа политики поддерживающих цен в США, влияние минимальных закупочных цен на рынок тем сильнее, чем меньше разрыв между рыночными ценами и ценами поддержки (Gallaher, 1978, p. 9). В отдельных работах минимальные закупочные цены рассматриваются как нижняя граница рыночной цены (Kim, Chavas, 2002, p. 502).

Во многих азиатских странах также проводится политика минимальных цен поддержки, предполагающая тот же механизм, что и государственных интервенций в России. Так, например, в Китае действует политика минимальных закупочных цен (minimum procurement prices), в Индии – политика минимальных цен поддержки (minimum support prices). Поэтому в данных странах наблюдается значительный интерес к данной проблеме в научной среде.

В работах китайских учёных влияние минимальных закупочных цен на рыночные моделируется, как правило, линейно. Закупочные цены включаются в регрессионные уравнения, объясняющие динамику рыночных цен, наряду с объёмами урожая (Qian, Ito, 2020, p. 11), мировыми ценами (Li, Liu, Song, 2020, p. 8), а также погодными условиями (Su et al., 2021, p. 6). Выявленный отдельными авторами структурный скачок в динамике цен на зерновые в Китае подтверждает заметное стабилизирующее воздействие политики минимальных закупочных цен на рынок (Lyu, Li, 2019, p. 9).

В публикациях индийских учёных находит отражение похожий подход. Минимальные цены поддержки входят в регрессионные модели рыночных цен (Morales, Balié, Magrini, 2021, p. 182), в том числе и логарифмической форме, что позволяет оценивать эластичность цен свободного рынка к ценам поддержки (Aggraval, Chatterjee, Jha, 2024, p. 14). В отдельных работах влияние цен поддержки на рыночные цены моделируется исходя из доли государственных закупок в рыночных продажах (Guda et al., 2021, p. 21).

Применение линейного подхода к оценке влияния политики поддержки цен на динамику цен на зерновые в азиатских странах, предполагающего линейное моделирование, объясняется особенностями проводимой в данных странах политики. Так, в Индии за период с 2012 по 2023 г. государство закупило более 49% пшеницы, реализованной фермерами (Dev, 2023, p. 65). Столь значительные объёмы очевидным образом влияют на рыночные цены, несмотря на то, что лишь около 20% индийских фермеров в полной мере осведомлены об актуальных закупочных ценах (Aditya et al., 2017, p. 1). В Китае государство гарантирует, что товар будет приобретён по минимальной закупочной цене, в то время как в России интервенции проводятся по решению Минсельхоза РФ, поэтому снижение рыночных цен до нижней границы ценового коридора ещё не означает автоматического начала закупочных интервенций в РФ.

Таким образом, для российского рынка пшеницы актуальна разработка модели влияния закупочных интервенций на цены, учитывающей особенности российской практики реализации интервенционной политики. В РФ закупки в государственный фонд происходят на фоне активного экспорта, что неизбежно должно учитываться при построении такой модели. Кроме того, модель необходимо адаптировать к статистическим данным, публикующимся по итогам проводимых в стране зерновых интервенций.

ТЕОРЕТИЧЕСКИЕ ОСНОВЫ МОДЕЛИ И ЕЁ МАТЕМАТИЧЕСКАЯ ФОРМУЛИРОВКА

В ходе теоретического анализа российский рынок пшеницы следует рассматривать как ориентированный на экспорт. Федеральная таможенная служба временно приостановила публикации подробной внешнеторговой статистики, однако данный тезис может быть подтверждён на основании данных других источников. Так, по данным агентства «АМИС», в 2021–2023 гг. на зарубежные рынки вывозилось около 40% собранной в стране пшеницы.

Рынку пшеницы в России присущи многие признаки совершенно конкурентного рынка: однородность товара; множество производителей и др. При этом в силу текущего уровня развития материально-технической инфраструктуры, что проявляется, в том числе, и в дороговизне транспортировки, несколько нарушена межрегиональная интеграция зернового рынка РФ. Так, издержки перевозки между регионами является одним из важнейших факторов в модели системной динамики региональных рынков зерна, разработанной Н.М. Светловым (Светлов, 2021, с. 92). Данное обстоятельство, несомненно, влияет на точность любых моделей, описывающих функционирование рынка пшеницы. В настоящей работе сделано предположение о наличии на отечественном рынке пшеницы конкуренции, близкой к совершенной.

Вводятся следующие обозначения: p – цена; q – объём реализации товара; MR – предельный доход; er – валютный курс; c – издержки. Индексы d, ex и i означают, что приводимые величины относятся к внутреннему рынку, экспортным поставкам и параметрам интервенционной политики соответственно.

Равновесие на рынке экспортируемого товара описывается ситуацией, характеризующейся равенством предельного дохода от поставок на внутреннем рынке и на экспорт ($M{R}_d=M{R}_{ex}$). На совершенно конкурентном рынке предельный доход равен цене (MR = p). Тогда условие равновесия можно записать следующим образом:

$p_d=p_{ex}er-c_{ex}$             (1)

Экспортные цены пересчитываются в валюту экспортёра, издержки, связанные с вывозом товара на внешние рынки, вычитаются, так как на практике этот элемент цены не увеличивает прибыль.

Приведённое соотношение является частным случаем выполнения закона единой цены (law of one price, LOP) применительно к международной. В целом для двух любых связанных между собой рынков справедливо следующее утверждение: цены на них будут отличаться на величину издержек, связанных с перемещением товара с одного рынка на другой.

При проведении закупочных интервенций равновесное состояние в краткосрочной перспективе нарушается, так как появляется более выгодный альтернативный канал реализации (${MR}_i>$$M{R}_d;$$M{R}_i>M{R}_{eX}$). Участники рынка будут стремиться перенаправить свои поставки в пользу продажи товара в государственный интервенционный фонд по более выгодной цене. В результате сокращение предложения на внутреннем рынке приведёт к повышению рыночной цены товара в рассматриваемой стране. Внутренние цены будут стремиться к новому равновесию вплоть до уравнивания значений рыночных и интервенционных цен ($p_d\to p_i$). В таком случае у участников рынка не будет стимулов перенаправлять часть продукции с одного рынка на другой.

Закупочные интервенции способствуют уменьшению экспортных поставок, так как продажа товара государству оказывается выгодней вывоза продукции на зарубежные рынки. Тот факт, что государственные закупки товара могут привести к сокращению объёмов экспорта, имеет и эмпирические подтверждения в научной литературе. Так, одним из последствий программы поддержки фермеров в Танзании стало уменьшение экспорта (Gerrard, Roe, 1983, p. 131) зерновых культур. В работе Н.М. Светлова установлена обратная взаимосвязь между внутренними ценами и объёмами экспорта (Светлов, 2016, с. 169) на рынке пшеницы в РФ.

Приведенные выше рассуждения проиллюстрированы графически на рис. 1.

Рис. 1. Влияние закупок в интервенционный фонд на динамику рыночных цен на рынке экспортируемого товара

Примечание: D – спрос; S – предложение; p_d – цена на внутреннем рынке; q_d – потребление на внутреннем рынке; q_ex – объём экспорта; индексы «1» и «2» характеризуют состояние до и после начала закупочных интервенций соответственно.

Источник: составлено автором.

Проведение на рынке закупочных интервенций означает появление на кривой рыночного спроса абсолютно эластичного участка, так как государство будет приобретать любой запланированный объём товара по установленной цене ($D_1\to D_2$). В результате государственного регулирования цена на внутреннем рынке повышается ($p_{d2}>p_{d1}$), что приводит к сокращению внутреннего спроса ($q_{d2}<q_{d1}$) и объёмов экспорта ($q_{ex2}<q_{ex1}$). То есть закупка государством некоторого количества товара (q_i) по более высоким ценам вытесняет часть поставок в другие каналы реализации.

В условиях ограниченных объёмов интервенций участники рынка могут сокращать внутренние и экспортные продажи только по мере того, пока государство продолжает закупки в интервенционный фонд. Как только государственные закупки прекращаются, внутренние цены вновь стремятся к равновесному состоянию, описываемому уравнением (1). Следовательно, внутренние цены будут повышаться до интервенционных цен пропорционально доле государственных закупок в рыночных продажах:

  \( \begin{align*}
P_g - p_d = & \big( p_i - p_d \, \big) \frac{q_i}{q_i + e^{\ln(q_d + q_{xc}) + \varepsilon_p^q \big(\ln(p_{\vec{s}}) - \ln(p_d)\big)}}
\end{align*} \)      (2)

где p_g – внутренняя цена после государственного регулирования;  ${\epsilon }_p^q$ – эластичность внутреннего спроса и экспортных поставок к внутренней цене $\left({\epsilon }_P^q=\frac{d\ln (q_d+q_{ex})}{d\ln \left(p_d\right)}\right)$ ; e – экспонента; остальные обозначения приведены в соответствии с принятыми ранее.

Полученное уравнение (2) представляет собой модель, позволяющую оценивать воздействие государственных закупочных интервенций на внутренние цены на рынке экспортируемого товара, в том числе и на российском рынке пшеницы.

Эластичность в рамках приведённого соотношения может рассматриваться отдельно для внутренних и экспортных поставок. Такое разграничение актуально при более детальном анализе рынка, предполагающем оценку влияния интервенционной политики на объёмы экспорта и внутреннего спроса. В контексте настоящей работы важно лишь то, в какой мере закупочные интервенции способствуют сокращению совокупных продаж участников рынка по всем каналам реализации.

Таким образом, в ходе теоретического анализа была разработана математическая модель влияния закупочных интервенций на внутрироссийские цены на пшеницу. В предложенной модели, помимо ключевых показателей, характеризующих динамику рыночных цен и параметры проводимых интервенций, учитывается ценовая эластичность спроса. Кроме того, модель адаптирована к российской информационной базе.

МЕТОДИКА ИССЛЕДОВАНИЯ

Аналитическая база исследования включает следующие статистические данные из открытых источников:

- средние цены на пшеницу в РФ с января 2017 г. по декабрь 2022 г., размещаемые ежемесячно на сайте Единой межведомственной информационно-статистической системы («ЕМИСС»);

- стоимостные и физические объёмы закупочных интервенций с августа по декабрь 2022 г., публикуемые на сайте «Национальной товарной биржи» (АО «НТБ»);

- оборот в стоимостном выражении по виду экономической деятельности «Выращивание зерновых культур» с января 2017 г. по декабрь 2022 г., размещаемый ежемесячно на сайте Единой межведомственной информационно-статистической системы («ЕМИСС»);

- среднегодовые цены на пшеницу в РФ с 2017 по 2022 г., публикуемые ежегодно Росстатом;

- физический объём реализации пшеницы в России за календарный год с 2017 по 2022 г., отслеживаемый Росстатом.

Для оценки влияния закупочных интервенций на рыночные цены необходима информация о ежемесячных физических объёмах реализации. В отношении пшеницы соответствующие данные отсутствуют. Информационный пробел был восполнен благодаря экспертной оценке, которая осуществлялась по следующему алгоритму.

Сначала был получен годовой объём реализации пшеницы в стоимостном выражении путём умножения среднегодовых цен на годовой объём реализации. Далее на основе данных о ежемесячном обороте была посчитана доля каждого месяца в годовом обороте за исследуемый период (январь 2017 г. – декабрь 2022 г.). Затем реализация пшеницы в стоимостном выражении за каждый месяц была получена путём умножения доли соответствующего месяца в годовом обороте и рассчитанного на первом этапе годового объёма реализации в денежном выражении. Объём реализации в натуральных единицах был рассчитан как частное от деления стоимостного объёма реализации за каждый месяц на ежемесячные средние цены на пшеницу.

Такой метод оценки позволяет избежать проблемы несопоставимости статистических данных. Среднемесячные цены, отслеживаемые Росстатом, рассчитываются исходя из себестоимости и прибыли производителя, в то время как оборот может содержать и другие элементы, включаемые в рыночную цену.

Для апробации модели были проанализированы закупочные интервенции, проводимые с августа по декабрь 2022 г. Выбор данного периода обусловлен несколькими причинами. Во-первых, в 2022 г. наблюдался рекордный урожай пшеницы в РФ (104,2 млн т), что привело к резкому падению цен. Внутренние цены на пшеницу в период проведения интервенций сократились на 30% относительно начала 2022 г. В условиях столь значительного падения цен регулирующая роль интервенционной политики должна проявляться особенно ярко. Во-вторых, имеющиеся статистические данные не позволяют оценить ежемесячные физические объёмы реализации пшеницы до 2017 г., в то время как до 2022 г. интервенции проводились лишь в 2015–2016 гг.

На первом этапе исследования была откалибрована модель, описываемая формулой (2). Для этого был оценён коэффициент эластичности внутреннего спроса и экспортных продаж к внутренним ценам на пшеницу на основе регрессии:

  \( \Delta \ln (q_{dt} + q_{ext}) = \alpha + \beta \cdot \Delta \ln p_{dt} + \varepsilon_{t} \)                                    (3)

где q_d и q_ex – физические объёмы экспорта и внутренних продаж пшеницы; p_d – внутренние цены на пшеницу в РФ; a, b – оцениваемые коэффициенты; e – стохастическая ошибка модели; t – индекс времени, обозначающий, к какому месяцу из исследуемого промежутка относится соответствующее значение показателя. Коэффициент b из оцениваемой регрессионной модели характеризует эластичность, значение которой используется в модели.

В модель были включены первые разности переменных во избежание проблемы нестационарности временных рядов. Кроме того, переменные прошли сезонную корректировку методом «TRAMO/SEATS». Устранение сезонности и построение модели осуществлялись в программе «Eviews 10». Регрессия строилась по данным с января 2020 по декабрь 2022 г.

Полученная модель была проверена на нормальность остатков с помощью теста Харке–Бера, а также на корректность спецификации на основе теста Рамсея. Данная процедура необходима, так как делается предположение о возможности пренебречь влиянием факторов, не включённых в модель. Для проверки стабильности коэффициентов были проверены квадраты остатков рекурсивной регрессии (CUSUM-тест). На практике коэффициент эластичности вряд ли оказывается постоянным на протяжении длительного периода ввиду влияния политических решений (а также других факторов) на рынок зерна. Данный показатель может быть откалиброван для конкретных рыночных условий.

Далее анализировалось воздействие закупочных интервенций на внутренние цены на пшеницу в России для выбранного периода (август-декабрь 2022 г.). В публикуемых в статистических источниках ценах уже заложено влияние интервенционной политики. Цены без учёта регулирования были рассчитаны исходя из формулы (2) с помощью функции «Поиск решений» в программном пакете «Excel». Указанный расчёт сводится к поиску значения функции внутрироссийской цены пшеницы при заданных величинах интервенционных цен и закупок, рыночной цены с учётом регулирования, фактических объёмов рыночных продаж, а также откалиброванного значения эластичности спроса по цене.

Было оценено, насколько увеличились цены на пшеницу в РФ в результате проведения закупочных интервенций. На основе сравнения значения коэффициента вариации между фактическими и очищенными от регулирования ценами делался вывод о силе стабилизирующего воздействия интервенционной политики.

На последнем этапе работы был проведён сценарный анализ. Рассчитывалось, какой объём пшеницы необходимо было приобрести государству при неизменных ценах закупки, чтобы обеспечить повышение рыночных цен на величину от 1 до 10% с шагом в 1% каждый месяц с августа по декабрь 2022 г. Данная шкала принята условно, однако она позволяет адекватно оценить потенциал интервенционной политики как инструмента регулирования цен. Объёмы закупки также рассчитывались исходя из формулы (2):

\( q_i = \frac{(p_g - p_d) \cdot e^{\ln(q_d + q_{ext}) + \varepsilon_p \left( \ln(p_g) - \ln(p_d) \right)}}{p_i - p_g} \)          (4)

Далее было посчитано, как меняются расходы государства на закупку пшеницы и коэффициент вариации рыночных цен на данную культуру при каждом уровне влияния интервенционной политики на цены.

РЕЗУЛЬТАТЫ И ИХ ОБСУЖДЕНИЕ

Калибровка величины эластичности совокупных рыночных продаж к внутренним ценам на пшеницу была осуществлена на основе регрессионного уравнения (в скобках указаны стандартные ошибки коэффициентов):

\( \Delta \ln(q_d + q_{ex}) =
\underset{(0{,}013458)}{0{,}011999}
- \underset{(0{,}245855)}{0{,}772946} \cdot \Delta \ln p_d \)

Параметр b, характеризующий эластичность внутренних цен к совокупным рыночным продажам, статистически значим на уровне 0,01. Статистика Фишера равна 9,88 и значима на уровне 0,01. Статистика Дарбина–Уотсона составляет 1,80, что свидетельствует об отсутствии автокорреляции остатков. Скорректированный коэффициент детерминации равен 0,20. Низкие значения данного показателя закономерны, так как в краткосрочной перспективе динамика рыночных продаж зависит от множества факторов. В данном случае имеет значение лишь характер долгосрочной взаимосвязи между переменными.

Статистика Харке–Бера равна 1,51 и значима лишь на уровне 0,47, поэтому гипотеза о нормальности остатков не отклоняется. По результатам теста Рамсея (проводился для модели с квадратами) значения t-статистики и F-статистики составили 1,65 и 2,72 соответственно и оказались незначимы на уровне 0,05. Данный факт указывает на то, что нет оснований пересмотреть функциональную форму связи в модели, а также включать в неё неучтённые факторы. Сумма квадратов остатков рекурсивной регрессии не выходит за границы 5%-го интервала на протяжении всего оцениваемого периода, что свидетельствует о стабильности коэффициентов.

Таким образом, характеристики регрессионной модели позволяют применять результаты моделирования в дальнейшем анализе. Полученный коэффициент эластичности равен –0,772946, соответствующее значение и было использовано далее.

Результаты оценки влияния закупочных интервенций на внутренние цены на пшеницу в России в рассматриваемый период (август-декабрь 2022 г.) представлены в следующей табл. 1.

Таблица 1

Анализ влияния закупочных интервенций на

внутрироссийские цены на пшеницу в августе-декабре 2022 г.

Источник: расчёты автора.

Как следует из данных таблицы, несмотря на значительные в масштабах рынка объёмы государственных закупок (до 10% совокупных продаж), влияние интервенционной политики на цены на пшеницу оказалось слабым. В месяцы наиболее активных закупок (ноябрь-декабрь 2022 г.) проведение интервенций поспособствовало повышению рыночных цен на данную культуру лишь на 4–5%. Всего за рассматриваемую закупочную сессию государство приобретено порядка 3 млн т пшеницы на сумму 46,4 млрд руб., что позволило снизить коэффициент вариации внутрироссийских цен на пшеницу в 2022 г. с 18,23 до 16,74%.

В табл. 2 приводятся результаты сценарного расчёта, показывающего, какой объём необходимо было закупить государству за каждый месяц проведения интервенций, чтобы обеспечить повышение рыночный цены на пшеницу на заданную величину. При вычислении предполагается, что цены закупки остались бы неизменными относительно фактических значений. Для каждого критерия повышения цен приведены расходы государства на закупку, а также предполагаемый коэффициент вариации внутренних цен на пшеницу за 2022 г.

Таблица 2

Сценарный расчёт объёмов закупки пшеницы в августе-декабря 2022 г., обеспечивающих заданный уровень повышения цен

Источник: расчёты автора.

Данные табл. 2 наглядно показывают, что более ощутимое повышение внутрироссийских цен на пшеницу возможно лишь при значительных объёмах закупки, сопряжённых с многомиллиардными расходами государства. Увеличение объёмов закупки неизбежно повлечёт за собой появление и других проблем, к которым относится усложнение и удорожание хранения интервенционного фонда, а также необходимость последующей реализации столь значительных объёмов. Продажа интервенционного фонда на внутреннем рынке в таком случае представляется маловероятной, так как российский рынок вряд ли сможет поглотить такое количество продукции. Так, с 2001 г. максимальный объём реализации зерна на товарных интервенциях составлял 3,7 млн т в 2012–2013 гг.

Кроме того, проведение закупочных интервенций имеет естественные ограничения, связанные с наличием определённого количества товарных запасов у сельскохозяйственных товаропроизводителей. Так, запасы пшеницы в сельскохозяйственных организациях на конец 2022 г. были больше запасов 2021 г. на 8,2 млн т больше и примерно на 8 млн т больше, чем в среднем на конец 2017–2021 гг. В таких условиях наиболее вероятным представляет сценарий, при котором обеспечивается повышение цен на пшеницу на 6–7% (табл. 2).

Полученные результаты несколько отличаются от итогов анализа других авторов. Так, по мнению Н.М. Светлова, государственный интервенционный фонд в размере до 2,7 млн т позволяет эффективно регулировать цены, снижая коэффициент вариации рыночных цен на пшеницу на 5,26% относительно сценария, при котором интервенции не проводятся (Светлов, 2022, с. 119). В 2022 г. было закуплено 3 млн т пшеницы, однако коэффициент вариации цен на пшеницу в РФ за 2022 г. снизился лишь на 1,49%. Разница в результатах обусловлена особенностью выбора промежутка времени для исследования, а также применяемым автором методом моделирования воздействия интервенционной политики на динамику рыночных цен.

Полученный вывод отвечает результатам предыдущих исследований автора настоящей работы, в соответствии с которыми по итогам экономико-математического моделирования установлено слабое воздействие интервенционной политики на внутрироссийские цены на пшеницу (Каращук, Больдясов, 2023, с. 26).

Результаты анализа показывают, что при текущих параметрах интервенционной политики проведение интервенций несущественно влияет на рыночные цены на пшеницу в стране. Закупочные интервенции в текущем виде, скорее, выполняют функцию санации части излишков товарной массы. Кроме того, регулирующая роль интервенций оказывается весьма ограниченной в силу масштабов российского рынка пшеницы, так как увеличение интервенционного фонда на практике встречает ряд трудностей.

ЗАКЛЮЧЕНИЕ

Проведённое исследование позволяет сделать следующие выводы:

- на основе теоретического анализа была обоснована и разработана математическая модель влияния закупочных интервенций на внутрироссийские цены на пшеницу, связывающая между собой фактические рыночные цены, средневзвешенные цены закупки пшеницы в интервенционный фонд, объёмы внутреннего спроса и экспортных поставок, а также объёмы закупки в государственный интервенционный фонд;

- расчёты на основе разработанной модели, откалиброванной по значению эластичности, показывают, что проводимые в августе-декабре 2022 г. государственные закупочные интервенции не оказали заметного воздействия на динамику внутрироссийских цен на пшеницу;

- более значительное влияние закупочных интервенций требует увеличения объёмов закупки пшеницы в государственный интервенционный фонд, что представляется трудно осуществимым на практике в силу масштабов российского рынка пшеницы.

Применение обоснованной модели влияния закупочных интервенций на рыночные цены позволяет адекватно оценивать потенциал интервенционной политики как инструмента стабилизации рынка, а также более правильно анализировать последствия уже принятых мер. Таким образом, не стоит переоценивать роль закупочных интервенций с точки зрения поддержания на высоком уровне цен на пшеницу.

Полученная модель может использоваться при выработке параметров интервенционной политики и бюджетировании мероприятий, связанных с проведением государственных закупочных интервенций. Последующие исследования по теме могут быть посвящены адаптации разработанной модели для анализа интервенционной политики на других рынках, в том числе на рынках ржи и ячменя.

¹ Росстат. Бюллетени о состоянии сельского хозяйства. URL: https://rosstat.gov.ru/compendium/document/13277

² Росстат. Цены производителей. URL: https://rosstat.gov.ru/statistics/price

About the authors

A. I. Boldiasov

Author for correspondence.
Email: alex.b13@rambler.ru

student of the Higher School of Economics and Business

References

Supplementary files

Supplementary Files

Action

1. JATS XML

Download

2. Рис. 1. Влияние закупок в интервенционный фонд на динамику рыночных цен на рынке экспортируемого товара

Download (73KB)

Indexing metadata