В сфере потребления, также как  и в случае с индексом цен производителей промышленной продукции, один из компонентов  сводного индекса цен оказывает  на него преобладающее влияние по причине своего наибольшего весового коэффициента. Индексу цен по группе продовольственных товаров соответствует весовой коэффициент в размере около 50%, который имеет достаточно устойчивый характер, принимая это значение в пределах погрешностей косвенного метода и в 2001г., и в 2007г.  В данном случае точность и не важна, а важно то, что весовой коэффициент по группе продовольственных товаров существенно превосходит весовые коэффициенты по группам непродовольственных товаров и платных услуг. Данное обстоятельство предопределяет весьма близкий характер поведения индекса цен в группе продовольственных товаров и общего индекса потребительских цен. В таблице 1 отражены значения взаимных коэффициентов корреляции между рассматриваемыми индексами цен, на основе которых можно сделать вывод об определяющем влиянии индекса цен по группе продовольственных товаров и в то же время о довольно независимом поведении индекса цен на непродовольственные товары, а также о наличии некоторой связи сводного индекса потребительских цен с индексом тарифов на платные услуги, которая, впрочем, не сильно сказывается на значении сводного индекса из-за сравнительно небольшого весового коэффициента у индекса тарифов на услуги. 

    Таблица 1

Взаимные  коэффициенты корреляции между сводным  индексом потребительских цен и  частными индексами цен по группам  его компонентов (за период с янв.2001г  по сен.2007г).

    Рассмотрим  общие характеристики полугодовых  изменений индекса потребительских  цен и его основных компонентов. Здесь так же, как и в случае с индексом цен производителей можно  выделить два качественно разных этапа – до 2000г. и после.   Первый этап отличался повышенными  темпами роста цен, что связано  с процессами формирования рыночной экономики. Это в наибольшей мере затронуло платные услуги населению, тарифы на которые, в частности на коммунальные услуги, услуги образования, транспорта,   в период централизовано планируемой экономики держались  на крайне низком уровне относительно других товаров, очевидно, за счет государственного финансирования. В течение второго  этапа рост цен был существенно  медленнее и различия между его  компонентами по скорости роста цен  стали заметно ниже, что свидетельствует  о том, что ценовые соотношения  в основном уже сложились.

    Таблица 2       Коэффициенты роста потребительских цен

    Отличие этих двух шестилетних этапов (1995-2000гг. и 2001-2006гг.) также заключается и  в том, что на втором этапе годовые  индексы цен ведут себя гораздо  более устойчиво. Если за первый эта коэффициент вариации индекса потребительских цен составлял 16%, то за второй этап он сократился до 0,6%. При этом повышенной изменчивостью отличаются тарифы на платные услуги, где коэффициент вариации в первый период составлял 40%, а во второй –  2,4%.  Следует, правда, отметить, что в 2005-2006гг.  наметилось ускорение роста тарифов на платные услуги, прежде всего в образовании и транспорте,  что, по всей видимости, было вызвано мерами в области регулируемых тарифов. В 2006г., также очевидно по тем же причинам, произошел повышенный рост тарифов на содержание жилья и коммунальные услуги. 

    Если  обратить внимание на региональные различия по уровню инфляции в  сфере потребления, то несложно заметить, что  наибольшие расхождения между регионами  по индексу цен приходятся на платные  услуги. Можно предположить, что  это объясняется различиями в  политике регионов в области регулирования  тарифов.  

    Таблица 3

Показатели  региональных различий по уровню  инфляции

    В таблице 3 представлены результаты расчетов коэффициентов вариации индексов потребительских цен по регионам Казахстана. При этом в качестве среднего показателя принималась простая арифметическая средняя в рамках стандартного подхода к анализу вариации.  По данным этой таблицы также видно, что за последний шестилетний период межрегиональные различия по уровню инфляции, мера которых отображается коэффициентом вариации, сократились. Однако всплеск инфляции в 2007г. привел  к новому увеличению степени расхождения между регионами по уровню инфляции, и это опять-таки стало следствием того, что в регионах проводится разная политика по сдерживанию инфляции. Ясно, что когда инфляция возрастает, то увеличивается и эффект различий в методах ее сдерживания. Судя по тому, что в наибольшей мере этот эффект различий проявляется в компоненте «платные услуги», методы сдерживания инфляции главным образом сосредотачиваются в области регулируемых тарифов на услуги.   

    Традиционно считается, что инфляция является монетарным феноменом, и потому динамика  денежной массы должна оказывать влияние  на скорость роста потребительских  цен. Проведенный кросс-корреляционный анализ (анализ корреляционной функции, представляющей собой зависимость коэффициента корреляции от величины временного сдвига)  помесячных данных об изменениях денежных агрегатов (М0, М1 и М2) и индекса потребительских цен показал наличие значимой статистической  зависимости между этими переменными с семимесячным лагом, хотя степень этой зависимости невелика – коэффициенты корреляции между индексом потребительских цен и темпами роста денежных агрегатов семью месяцами ранее не превышают 0,3. Однако даже и эта слабая зависимость имеет сезонную природу, поскольку она никак не подтверждается, в частности, в случае сезонно скорректированного ряда темпов роста денежного агрегата М1. Особенно показательно выглядит временной отрезок с начала нынешнего года, когда темпы роста денежной массы практически монотонно сокращались по тенденции, а тенденция в динамике индекса потребительских цен демонстрировала столь же монотонный рост. Это красноречиво свидетельствует о том, что меры монетарного сдерживания инфляции в конкретных макроэкономических и институциональных условиях, сложившихся в настоящее время в республике Казахстан, не дают желаемого эффекта. Верно, впрочем, и обратное. Ускорение процесса денежного расширения в 2003г и в 2004г., как видим по графику 4, не привели к заметному повышению инфляции.   

                                                        График 4

    В то же время, кросс-корреляционный анализ показывает значимую, хотя и тоже слабую связь (коэффициент корреляции – 0,34) с лагом два месяца между сезонно сглаженным индексом цен на непродовольственные товары и сезонно сглаженными темпами роста денежного агрегата М1. Разумеется, столь слабая корреляционная зависимость не может быть использования для построения достаточно достоверных регрессионных соотношений. Эту зависимость можно рассматривать просто как выражение того обстоятельства, что влияние монетарного фактора на инфляцию имеет место. Причем это влияние чувствуется прежде всего там, где более развита рыночная структура и, соответственно, где более высок уровень конкуренции и где уровень цен складывается главным образом под воздействием спроса, а не под влиянием административных решений или монопольных сил. Не случайно ни по индексу тарифов на платные услуги, ни по индексу цен на продовольственные товары подобной зависимости не выявляется. 

      В качестве еще одного традиционного  фактора инфляции обычно рассматривается  бюджетная политика. И действительно,  процесс формирования доходов  и расходов является фактором  совокупного спроса, дисбаланс которого  с совокупным предложением в  краткосрочном периоде устраняется  за счет изменения уровня цен.  Иными словами, избыточное наращивание  спроса за счет расходов, превышающее  уровень бюджетных доходов, являющимися  в данном случае изъятиями  совокупного спроса,  способствует  дополнительному повышению уровня  цен.  

    Была  проанализирована помесячная динамика основных параметров государственного бюджета Казахстана за период с января 2001г. При этом в качестве источника  информации использовались ежемесячные  отчеты об исполнении бюджета. Поскольку  в этих отчетах значения доходов  и расходов даются нарастающим итогом с начала года, для приведения их рядов в сопоставимый вид вычислялась  разность между исходными значениями за последующий и предыдущий месяц. Интерес в данном случае представляет соотношение доходов и расходов, отражающее общее влияние бюджетной  политики на совокупный спрос. Показатели доходов и расходов при этом были подвергнуты сезонному сглаживанию. Причем исключенная сезонная составляющая оказалась наиболее значимой для ряда бюджетных расходов, самой характерной особенностью которых является резкий рост в декабре и резкое падение в январе. Разность между сезонно сглаженными рядами доходов и расходов представляет собой тенденцию в динамике сальдо бюджета. На рассматриваемом интервале времени согласно этой полученной тенденции можно выделить три качественно разных временных отрезка. На первом отрезке (2001-2002гг) сальдо бюджета было преимущественно близко к нулю, на втором отрезке (2003-2004гг) сальдо бюджета было преимущественно отрицательным, т.е. дефицитным, и на третьем отрезке (2004-2007г.) сальдо бюджета было преимущественно положительным, т.е. профицитным. Никакого заметного соответствия между этими качественными особенностями в динамике бюджетного сальдо и индексом потребительских цен не прослеживается. Также не обнаруживается статистической связи между изменением индекса потребительских цен и тенденцией в динамике сальдо бюджета.

    Другим  вариантом анализа бюджетной  политики  в качестве потенциального фактора инфляции является рассмотрение динамики денежной массы, скорректированной  на накопленное бюджетное сальдо.  Резонно полагать, что бюджетный  дефицит означает увеличение объема денег в экономике, а бюджетный  профицит – напротив, его фактическое сокращение.  Иными словами, бюджетный профицит выполняет функцию стерилизации части денег в экономике, аккумулируя их сначала на счетах казначейства, а затем в виде резервного фонда в той или иной форме. На графике 5 представлены темпы сезонно сглаженные роста денежного агрегата М2 за вычетом сальдо государственного бюджета в сопоставлении с сезонно сглаженным рядом значений индекса потребительских цен.      

    На  графике 5 не сложно заметить, что никакого соответствия между динамикой представленных на этом графике показателей не обнаруживается. Более того, как показал кросс-корреляционный анализ, не выявляется связи и между динамикой индекса потребительских цен и денежного агрегата М2, скорректированного на бюджетное сальдо, и по исходным рядам их значений. Т.е. эта связь не проявляется даже с учетом их некоторой сезонной общности.

    Таким образом, как параметры денежной политики, так и параметры бюджетной  политики не могут быть использованы в качестве факторов, достоверно объясняющих  изменение уровня инфляции в нынешних реальных условиях, сложившихся в  экономике Казахстана.

    График 5

    Также была проведена проверка влияния  валютной политики на инфляцию. В качестве параметров рассматривались ряды среднемесячных значений курсов тенге по отношению к доллару и евро по данным Нацбанка Казахстана. Поскольку эти курсы во многом находятся под воздействием изменения курса доллара к евро на мировом валютном рынке, для избавления от этого воздействия был произведен расчет условного курса тенге к корзине из его курсов к доллару и евро, взятых с одинаковыми весами.  Однако по результатам проведенного кросс-корреляционного анализа за период с января 2001г по сентябрь 2007г. связь между индексом потребительских цен и темпами роста условного курса тенге к бивалютной корзине не обнаруживается. Кстати говоря, не обнаруживается она и по отношению к собственно курсам тенге к доллару и евро. В то же время выявлена значимая, хотя и слабая (коэффициент корреляции – 0,37),  статистическая связь между индексом цен на непродовольственные товары и темпами роста условного курса тенге к бивалютной корзине. При этом изменение уровня цен на непродовольственные товары на месяц опережает изменение валютного курса. Это означает, что ускорение (замедление) роста в достаточном для значимости связи количестве случаев сопровождается (ослаблением) укреплением валютного курса тенге в следующем месяце. К слову сказать, подобная зависимость относительно валютного курса тенге к доллару не выявляется, зато она выявляется относительно   валютного курса тенге к евро.