EnglishНа русском

Ефективна економіка № 7, 2013

УДК 336.74

 

Є. В. Алімпієв,

к. е. н., доцент,  доцент кафедри економічної теорії, „Університет економіки та права „КРОК”,

пошукач наукового ступеня доктора економічних наук кафедри макроекономіки та державного управління КНЕУ імені Вадима Гетьмана

 

РОЗРАХУНОК ВВП ТА МОДЕЛЮВАННЯ ФІНАНСОВО-МОНЕТАРНОЇ ТРАНСМІСІЇ

 

Ievgenii V. Alimpiiev,

Ph.D. in Economics, Associate Professor of Economic Theory Department, "КRОК" University, Candidate for a scientific degree of Doctor of Economic Sciences in the Kiev National Economic University named by Vadim Hetman

 

GDP CALCULATION AND MODELING THE FINANCIAL AND MONETARY TRANSMISSION

 

У статті запропоновано методику розрахунку місячних значень показника ВВП України, які необхідні для аналізу фінансово-монетарної трансмісії, але в останні роки не надаються офіційною статистикою. Отримання показника ВВП у місячному розрізі дає можливість збільшити кількість статистичних спостережень макроекономічних показників.

 

The paper proposes a method of calculating monthly values of the GDP of Ukraine, which are necessary for the analysis of financial and monetary transmission, but have not been provided by official statistics in recent years. Getting GDP values a monthly basis gives an opportunity to increase the number of statistical observations of macroeconomic indicators.

 

Ключові слова: фінансово-монетарна трансмісія, моделі векторної авторегресії (VAR), ВВП,  обсяг роздрібного товарообороту, обсяг реалізованої промислової продукції.

 

Keywords: financial and monetary transmission, vector autoregression models (VAR), GDP, retail sales, volume of industrial output.

 

 

Постановка проблеми

Останнім часом дослідження економістів-фахівців у сфері фінансово-монетарного регулювання зосереджені на поглибленому вивченні трансмісійних механізмів, завдяки яким економіка країни реагує на певні інструменти економічної політики. Тому особливо актуальним є деталізоване вивчення складних багатокрокових процесів, в результаті яких вплив окремих фінансових та монетарних інструментів передається показникам реального сектору економіки, зокрема, випуску, темпу інфляції, рівню споживання, реальній заробітній платі тощо. Вивчення механізму фінансово-монетарної трансмісії дає можливіть пояснити реакцію економіки на заходи державного регулювання навіть тоді, коли ця реакція видається суперечливою.

Основним інструментом економіко-математичного аналізу фінансово-монетарної трансмісії є економетричні моделі векторної авторегресії (VAR-моделі) [1, с. 14-15; 2, с. 9]. У моделях цього типу, виходячи з теоретичних припущень щодо природи економічних процесів, обирається тільки набір змінних. Тоді як кінцева специфікація моделі визначається емпірично й на її основі виявляються емпіричні зв’язки щодо реакції макроекономічних змінних на шоки економічної політики.

Аналіз останніх досліджень і публікацій

Застосуванню моделей векторної авторегресії у аналізі фінансово-монетарної трансмісії, і, зокрема, питанням отримання і підготовки статистичних даних для використання у VAR-моделях присвячено значну увагу у роботах вітчизняних та російських економістів: С. Аржевітіна, С. Дробишевського, К. Корищенка, Г. Кузьмичева, В. Лепушинського, В.  Міщенка, С. Ніколайчука, С. Синельникова-Мурилева, Е. Синельникової, А. Сомик, П. Труніна та інших.

Існуючий досвід моделювання фінансово-монетарної трансмісії за даниими Росії засвідчує наявність потреби у місячних спостереженнях показника ВВП. Так, російський економіст К. Корищенко зазначає, що, на відміну від моделювання трансмісійного механізму за макроекономічними даними розвинутих країн, в Росії доводиться користуватись місячними показниками через недостатню кількість квартальних спостережень [2, с. 11]. Хоча, показник ВВП у місячному виражені російською статистикою не надається.

Перехід від квартальних спостережень до місячних на основі технології відновлення даних використовується в роботі К. Корищенко [2, с. 14]. На жаль, методика відновлення даних не наводиться, проте зрозуміло, що основою виступають наявні квартальні значення ВВП.

В роботі групи вчених С. Дробишевського, С. Синельникова-Мурилева, Г. Кузьмичева та інших при підготовці даних для моделювання трансмісійного механізму в російській економіці запропоновано підхід використання показника-замінника ВВП. Найкращими з показників-замінників за доступною місячною статистикою були визначені індекс промислового виробництва та показник реальних доходів населення у розпорядженні. Динаміка цих показників значно корелює із динамікою показника ВВП — коефіцієнт кореляції становить 0,9 [3, с. 32]. У моделюванні було використано індекс промислового виробництва. Індекс промислового виробництва використано, також, як показник-замінник ВВП у інших роботах російських вчених [4; 5].

Невирішені раніше частини загальної проблеми

Побудова моделі векторної авторегресії передбачає включення в неї широкого кола змінних, принаймні, на перших кроках моделювання. Але, кількість змінних, що можуть бути включені в модель без втрати якості моделювання має підпорядковуватись загальному правилу: чим більше змінних в моделі, тим більше має бути спостережень або довші часові ряди даних.

Особливо актуальною проблема недостатньої кількості спостережень є для „нових економік” до яких належить Україна. Так, максимальна кількість щорічних спостережень макроекономічних починаючи з 1992-го року  — року здобуття незалежності обмежується 20-ма значеннями, максимальна кількість квартальних спостережень — 80-ма значеннями. Проте, через численні зміни у методиках статистичних розрахунків, грошові реформи, що передбачали зміну національної валюти тощо максимальна кількість спостережень за переважною кількістю макроекономічних показників є недоступною. Тому, для забезпечення прийнятної кількості змінних доцільним є використання місячних даних макроекономічної статистики.

Формулювання цілей статті

Мета роботи полягає у отримані методики розрахунку місячних значень показника ВВП з високим рівнем достовірності, достатнім для використання у моделях типу векторної авторегресії (VAR-моделях), які використовуються у вивченні фінансово-монетарної трансмісії в Україні.

Виклад основного матеріалу дослідження

Дані статистики, які використовуються при досліджені фінансово-монетарної трансмісії [5, с. 5] за допомогою VAR-моделей можна поділити на три блоки:

показники монетарної політики;

показники фінансової політики;

показники реального сектору.

Основним показником, який характеризує економічну діяльність в реальному секторі, є показник ВВП. Проте, офіційними і незалежними закладами статистики в Україні, місячні значення ВВП не публікуються починаючи з 2009 року.

Для самостійного отримання місячних значень показника ВВП може бути застосовано два принципово різних підходи в залежності від вихідних даних, що використовуються. Перший підхід полягає у використанні наявних значень ВВП — місячних та квартальних для встановлення відсутніх місячних спостережень. Другий підхід передбачає використання показників-замінників ВВП.

Перший підхід ґрунтується на використанні наявних значень показника ВВП України, який можна знайти у відкритому доступі за різні часові періоди та у різних форматах (місячні, квартальні, річні значення) за такими джерелами:

Офіційна статистика — Дежкомстат та Національний банк України [67];

Міжнародні організації — Міжнародний валютний фонд, підрозділ міжнародної фінансової статистики (IMF-IFS) [8];

Незалежні агенції — TACIS, МЦПД [9].

Хронологічно, показник ВВП надавався у таких форматах (таблиця 1).

 

Таблиця 1.

Доступні формати показника ВВП України у період 1990-2012рр.

Період

ВВП номіналь-ний, грош.од.

ВВП реальний, грош.од.

 

Зміна номіналь-ного ВВП, %

Зміна реального ВВП, %

Дефлятор ВВП

мм*

кк

рр

мм

кк

рр

мм

кк

рр

мм

кк

рр

мм

кк

рр

1990-1992

 

 

+

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1992-1994

 

+

+

 

+

+

 

 

+

 

 

+

 

+

+

1994-1996

+

+

+

 

+

+

 

 

+

 

 

+

 

+

+

1996-1998

+

+

+

 

+

+

 

 

+

+

+

+

 

+

+

1998-2000

+

+

+

 

+

+

 

 

+

+

+

+

 

+

+

2000-2002

+

+

+

+

+

+

 

 

 

+

+

+

+

+

+

2002-2004

+

+

+

 

 

 

 

 

 

+

+

+

 

+

+

2004-2006

+

+

+

 

 

 

 

 

 

+

+

+

 

+

+

2006-2008

+

+

+

 

 

 

 

 

 

+

+

+

+

+

+

2008-2010

+/-

+

+

 

 

 

 

 

 

 

+

+

 

+

+

2010-2012

 

+

+

 

 

 

 

 

 

 

+

+

 

+

+

* мм — місячні, кк — квартальні, рр  — річні дані.

Складено автором за даними [6-9].

 

Як  видно з таблиці місячні значення ВВП починаючи з 2009 року не надаються статистикою у жодному форматі, тобто, номінальний ВВП не може бути встановлений, виходячи з даних про зміну реального ВВП та значень дефлятора ВВП.

Отримання часового ряду місячних значень ВВП можливе на основі наявних місячних та квартальних спостережень двома методами.

Метод 1 — найпростіший метод отримання місячних значень ВВП. Полягає у екстраполяції (продовженні ряду) наявних місячних значень ВВП за період 1996-2009 рр. Тобто, для отримання значень кожного місяця буде використано 14 спостережень за попередні роки, що є достатнім.

 

Рис. 1.  Графік місячних значень ВВП отриманих за методом екстраполяції

 

Як видно з графіку на рис. 1 екстрапольовані значення номінального ВВП суттєво відхиляються від попереднього тренду фактичних значень.

Іншим, загальним недоліком цього методу є залежність якості екстрапольованих значень від горизонту екстраполяції. Як правило, показники прийнятної якості можна отримати лише за місяцями першого прогнозного року. Із збільшенням горизонту прогнозування якість екстраполяції суттєво погіршується.

Тестування цього методу на відомих даних доводить, що місячні значення ВВП, отримані шляхом помісячної екстраполяції, суттєво відрізняються від фактичних: коефіцієнт варіації становить більше 10%.

Побудова рівняння авторегресії на основі місячних даних ВВП за відомий період 1996-2009 рр. із подальшим розрахунком прогнозних значень за допомогою регресорів є методом подібним до екстраполяції. Цей варіант також не дає можливості отримати якісні результати.

Метод 2 передбачає виділення часток, які становлять місячні значення у квартальних або річних показниках.

Результати розрахунків вказують, що частка середнього (другого) місяця у кожному кварталі в період 1996-2008 рр. (всього 56 спостережень) становила 0,32 із  довірчим інтервалом 0,0053 на 95% рівні значущості. Висока стабільність частки середнього місяця у квартальних значеннях ВВП дає можливість зменшити кількість невідомих, прийнявши частку кожного другого місяця рівній 0,32. Тоді серед невідомих лишаються значення часток першого і третього місяців кварталу. Зв’язок між цими частками можна визначити за допомогою рівняння парної регресії за методом найменших квадратів:

 

Ч1= -1.1105 х Ч3 + 0.7109   (R2 = 0.93),                                           (1)

 

де Ч1, Ч3 — частки 1-го і 3-го місяців у кварталах.

З’являється можливість скласти і розв’язати систему 2-х рівнянь з двома невідомими:

 

Ч1+0,32+Ч3=1                                                                                    (2)

Ч1= -1.1105 х Ч3 + 0.7109                                                

 

Практична цінність цього методу отримання місячних значень ВВП виявилась низькою через значні коливання часток 1-го і 3-го місяців (рис. 2).

 

Рис. 2. Коливання часток 1-го і 3-го місяців у складі квартальних показників ВВП у період 1996-2009рр. Розраховано за даними [7].

 

Другий підхід, як зазначалось, заснований на використанні показників-замінників ВВП. У широкому тлумаченні показником-замінником ВВП може ставати будь-який показник, який задовольняє таким умовам:

1) статистика за показником доступна у місячному розрізі в період 1996-2012 рр.;

2) методика розрахунку показника була незмінною протягом усього досліджуваного періоду, принаймні, зміни методики не спричиняли розривів або неспівставності даних часового ряду;

3) показник має щільний зв’язок із показником ВВП, що підтверджується високим значенням кореляції та високою якістю рівняння регресії, а зв’язок показника-замінника із ВВП має економічне обґрунтування.

Вітчизняна статистика надає наступні показники, які характеризують певні складові ВВП у місячному розрахунку:

обсяг реалізованої промислової продукції;

обсяг продукції сільського господарства;

обсяг роздрібного товарообороту.

Значення парних кореляцій показників із показником ВВП на вибірці місячних даних за період 2006-2009 рр. свідчать, що найкраща кореляція спостерігається між  показником ВВП та обсягом роздрібного товарообороту і становить 0,82.

 

Таблиця 2.

Значення парних кореляцій потенційних показників-замінників ВВП із показником ВВП

на вибірці місячних даних за період 2006-2009 рр.

 

ВВП номінальний,

млн. грн.

Обсяг

 реалізованої

 промислової

 продукції,

млн. грн.

Обсяг продукції

 сільського

 господарства,

 млн. грн.

Обсяг роздрібного

 товарообороту,

млн. грн.

ВВП номінальний, млн. грн.

1.00

0.48

0.43

0.82

Обсяг реалізованої промислової продукції, млн. грн.

0.48

1.00

0.16

0.65

Обсяг продукції сільського господарства, млн. грн.

0.43

0.16

1.00

0.42

Обсяг роздрібного товарообороту, млн. грн.

0.82

0.65

0.42

1.00

 

В таблиці 3 наведено відповідність показників трьом висунутим умовам.

 

Таблиця 3.

Відповідність показників умовам використання в якості показника-замінника ВВП

Показник

Відповідність умовам використання в якості показника-замінника ВВП

умова 1

умова 2

умова 3

Обсяг реалізованої промислової продукції, млн. грн.

+

 

 

Обсяг продукції сільського господарства, млн. грн.

+

+

 

Обсяг роздрібного товарообороту, млн. грн.

+

+

+

 

Як свідчать дані таблиці, найкращим показником-замінником ВВП може бути показник обсягу роздрібного товарообороту.

Ми не можемо застосувати показник обсягу реалізованої промислової продукції, за аналогією із російським досвідом, через низьке значення кореляції з ВВП. Крім того, методику розрахунку показника обсягу реалізованої промислової продукції було змінено у 2004р. Це призвело до неспівставності даних до і після 2004р., що істотно скоротило часовий ряд показника і знизило можливості верифікації розрахунків на його основі.

Застосування методу найменших квадратів дає можливість отримати регресійну залежність місячного показника ВВП від обсягу роздрібного товарообороту для періоду 1996-2009рр за 168-ма спостереженнями:

 

ВВП = 4603 + 3.73*Товарооборот          (R2=0,92)       (3)

 

Дещо кращу характеристику якості рівняння — R2 має регресійна залежність степеневого виду:

 

ВВП =13.96*Товарооборот 0.87                           (R2=0,94)                           (4)

 

Коефіцієнт детермінації R2 вказує, що дисперсія значень показника ВВП на 94% може бути пояснена дисперсією показника роздрібного товарообороту.

На користь залежності ВВП від обсягу роздрібного товарообороту, а не навпаки, свідчить тест Гренджера (табл. 4).

 

Таблиця 4.

Оцінка причинно-наслідкового зв’язку між показником ВВП та показником обсягу роздрібного

товарообороту за тестом Гренджера

Вихідна гіпотеза (H0-гіпотеза)

Кількість спостережень

F-стати-стика

Імовірність

Обсягу роздрібного товарообороту не впливає на ВВП

166

50,9882

0,0000

ВВП не впливає на обсяг роздрібного товарообороту

2,44137

0,0903

 

Результати тесту Гренджера вказують на те, що обсяг роздрібного товарообороту не впливає на ВВП із нульовою імовірінсттю. Отже, може бути прийнята гіпотеза, що обсяг роздрібного товарообороту впливає на показник ВВП.

Питання економічного змісту встановленої залежності між показником ВВП та показником обсягу роздрібного товарообороту пов’язане із статистичними методиками розрахунку цих показників.

За визначенням, роздрібний товарооборот є показником, який характеризує обсяг товарної маси, що перейшла зі сфери товарного обігу в сферу особистого споживання. Статистичний облік цього показника базується на первинному бухгалтерському обліку приходу товарів і грошової виручки.

Економічний зміст показника товарообігу, як зазначає А.А. Мазаракі, — передбачає продаж товарів масового споживання та надання платних торговельних послуг населенню для задоволення особистих потреб в обмін на його грошові доходи, або іншим підприємствам — для подальшої переробки чи продажу. Роздрібний товарообіг характеризує обсяги продажу безпосередньо населенню споживчих товарів для власного користування [10, c. 93].

 З погляду статистичного обліку, роздрібний товарооборот підприємств (юридичних осіб) визначається як обсяг продажу споживчих товарів населенню через роздрібну торгову мережу, мережу ресторанного господарства усіма діючими підприємствами, а також промисловими, транспортними та іншими неторговими підприємствами безпосередньо населенню через касу підприємства. Крім того, у роздрібний товарооборот включається продаж через торгову мережу установам, організаціям і підприємствам продовольчих товарів для харчування обслуговуваних ними контингентів (у санаторіях, дитячих закладах, лікарнях та ін.) [11].

Отже, значна частина роздрібного товарообороту, за винятком експорту, входить у склад показника ВВП, що може бути причиною статистичного зв’язку між показниками і дає можливість використовувати показник роздрібного товарообороту для розрахунку замінника місячних даних ВВП.

У той же час, показник реалізованої промислової продукції у меншій мірі формує динаміку ВВП, оскільки передбачає облік реалізованої продукції як кінцевого, так і проміжного призначення, що випливає з його статистичного змісту [11].

Для побудови VAR-моделі фінансово-монетарної трансмісії в Україні у період 2006-2012 рр. було використано такі показники у місячному форматі:

Yt — обсяг ВВП за період, млн. грн. Місячні дані показника ВВП у 2010-2012 рр. отримано шляхом розрахунку за рівнянням (4) із використанням показника роздрібного товарообороту;

Pt — показник рівня цін за ІСЦ, % до відповідного місяця;

M0t — показник грошової бази М0, залишки коштів на кінець періоду, млн. грн.;

M3t —  грошовий агрегат М3, залишки коштів на кінець періоду, млн. грн.;

Середньозважені процентні ставки у національній валюті, в річному обчисленні, %:

CR_Ht — процентна ставка за кредитами домашнім господарствам;

CR_Pt — процентна ставка за кредитами нефінансовим корпораціям;

DR_Ht — процентна ставка за депозитами домашніх господарств;

CR_Pt — процентна ставка за депозитами нефінансових корпорацій;

Et офіційний обмінний курс гривні до долара США, грн.;

Gt — видаткі Зведеного бюджету за період, млн. грн.;

Tt доходи Зведеного бюджету за період, млн. грн.

У матричному вигляді модель представлена рівнянням:

 

,                      (5)

 

де aip(L) — поліном лагового оператора, де j = 1, 2, … , pпорядок моделі;

εit — вектор випадкових величин.

Порядок моделі (кількість лагів) було встановлено на рівні чотирьох місяців за допомогою інформаційних критеріїв Акайка та Шварца.

Результатом побудованої моделі фінансово-монетарної трансмісії є функції імпульсного відгуку цільового показника трансмісії — ВВП на фінансові та монетарні шоки, в якості яких віступають одиничні середньоквадратичні відхилення інструментів фінансової та монетарної політик із смугою варіацій шириною у дві стандартні помилки, що відповідає 95%-у довірчому інтервалу.

На рисунку 2 представлено функції імпульсного відгуку показника ВВП та зміни рівня цін у відповідь на шок видатків Зведеного бюджету.

Графік на рис. 2а) ілюструє різке збільшення рівня випуску за показником ВВП у відповідь на імпульс державних витрат. Проте, через низьку ефективність бюджетних витрат і, одночасно, витіснення приватних інвестицій позитивний ефект на шок фінансової політики зникає через два періоди.

 

Рис. 2. Функції імпульсного відгуку цільових показників на шок видатків Зведеного бюджету

 

Відгук рівня цін на шок видатків Зведеного бюджету (рис. 2б) є значно меншим за амплітудою та тривалісттю порівняно із імпульсним відгуком ВВП: після початкового зниження рівен цін поступово зростає. Ріст загального рівня цін відбувається із поступовим зменшенням швидкості зростання. Ефект шоку видатків Зведеного бюджету майже повністтю зникає через півроку.

На рисунку 3 представлено функції імпульсного відгуку показника ВВП та зміни рівня цін у відповідь на шок монетарної політики.

 

Рис. 3. Функції імпульсного відгуку цільових показників на шок грошової бази М0

 

Згідно функції імпульсного відгуку показника ВВП на шок грошової бази М0 (рис. 3а) позитивний ефект монетарного імпульсу проявляється із лагом у два періоди. Затримка відгуку пов’язана із тим, що спочатку грошовий імпульс розповсюджується у монетарній сфері і лише відтоді, передається у реальний сектор.

Як свідчить функція імпульсного відгуку рівня цін (рис. 3б), у результаті монетарного шоку рівень цін несуттєво зменшується із подальшим зростанням. Ефект монетарного шоку триває вісім періодів і характеризується загальною тенденцією зростання.

Висновки

В Україні, як і в інших країнах, де порівняно нещодавно відбулися масштабні економічні трансформації актуальним є використання місячних даних макроекономічної статистики. Використання місячного формату показників, надає такі можливості при побудові VAR-моделей фінансово-монетарної трансмісії.

По-перше, використання місячних даних дає можливість врахувати короткострокові коливання макроекономічних параметрів, що є актуальним для відносно нестабільних економік у стані трансформації,

по-друге, використання місячних даних дає змогу збільшити кількість спостережень, які використовуються у розрахунках, що само по собі підвищує якісні характеристики економетричної моделі.

В результаті проведеної роботи розроблено і апробовано методику розрахунку місячних значень показника номінального ВВП на основі показника обсягу роздрібного товарообороту з коефіцієнтом детермінації 94%. За даною методикою розраховано місячні значення показника номінального ВВП за період 2010-2012рр. із вкористанням яких побудовано VAR-модель фінансово-монетарної трансмісії в Україні.

 

Література.

1. Комков В.Трансформация механизма денежной трансмиссии в экономике Республики Беларусь / В. Комков, Ю. Абакумова // Банкаускі веснік. — 2011. — №16. — С. 14—20.

2. Корищенко К.Н. Денежная трансмиссия в России / К.Н.Корищенко // Экономические науки. — № 3(16). — 2006. — С. 7—19.

3. Дробышевский С. М. Моделирование спроса на деньги в российской экономике в 1999–2008 гг. [Електронний ресурс] / С. Дробышевский [и др.]; под ред. С. Г. Синельникова-Мурылева. — М. : ИЭПП, 2010. — 144 с.  — Режим доступу: www.iet.ru/ru/publikacii.html.

4. Дробышевский С. М. Внутренние аспекты денежно-кредитной политики России [Електронний ресурс] / С. М. Дробышевский, А. М. Козловская. — М. : Институт экономики переходного периода, 2002. — 167 с. — Режим доступу: www.iet.ru/ru/publikacii.html.

5. Дробышевский С. М. Анализ трансмиссионных механизмов денежно-кредитной политики в российской экономике [Електронний ресурс] / С. М. Дробышевский, П. В. Трунин, М. В. Каменских — М. : ИЭПП, 2008. — 87 с. — Режим доступу: www.iet.ru/ru/publikacii.html.

6. Національний банк України. Статистика [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://www.bank.gov.ua.

7. Державна служба статистики України [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://www.ukrstat.gov.ua.

8. Міжнародний валютний фонд (IMF). Міжнародна фінансова статистика (IFS) [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://www.elibrary-data.imf.org.

9. Міжнародний центр перспективних досліджень [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://www.icps.kiev.ua.

10. Мазаракі А.А. та ін. Економіка торговельного підприємства: Підручник для вузів. [під ред. проф. Н.М. Ушакової]/ А.А. Мазаракі та ін. — К. : Хрещатик, 1999. — 800 с.

11. Державна служба статистики. Головне управління статистики у Житомирській області [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://www.zt.ukrstat.gov.ua/StatInfo/Poiasn/

 

 References.

1. Komkov V.Transformaciya mexanizma denezhnoi transmissii v ekonomike Respubliki Belarus` / V. Komkov, YU. Abakumova // Bankauski vesnik. — 2011. — №16. — S. 14—20.
2. Korischenko K.N. Denezhnaya transmissiya v Rossii / K.N.Korischenko // Ekonomicheskie nauki. — № 3(16). — 2006. — S. 7—19.
3. Drobyshevskii S. M. Modelirovanie sprosa na den`gi v rossiiskoi ekonomike v 1999–2008 gg. [Elektronnii resurs] / S. Drobyshevskii [i dr.]; pod red. S. G. Sinel`nikova-Muryleva. — M. : IEPP, 2010. — 144 s. — Rezhim dostupu: www.iet.ru/ru/publikacii.html.
4. Drobyshevskii S. M. Vnutrennie aspekty denezhno-kreditnoi politiki Rossii [Elektronnii resurs] / S. M. Drobyshevskii, A. M. Kozlovskaya. — M. : Institut ekonomiki perexodnogo perioda, 2002. — 167 s. — Rezhim dostupu: www.iet.ru/ru/publikacii.html.
5. Drobyshevskii S. M. Analiz transmissionnyx mexanizmov denezhno-kreditnoi politiki v rossiiskoi ekonomike [Elektronnii resurs] / S. M. Drobyshevskii, P. V. Trunin, M. V. Kamenskix — M. : IEPP, 2008. — 87 s. — Rezhim dostupu: www.iet.ru/ru/publikacii.html.
6. Nacional`nii bank Ukraini. Statistika [Elektronnii resurs]. — Rezhim dostupu: http://www.bank.gov.ua.
7. Derzhavna sluzhba statistiki Ukraini [Elektronnii resurs]. — Rezhim dostupu: http://www.ukrstat.gov.ua.
8. Mizhnarodnii valyutnii fond (IMF). Mizhnarodna finansova statistika (IFS) [Elektronnii resurs]. — Rezhim dostupu: http://www.elibrary-data.imf.org.
9. Mizhnarodnii centr perspektivnix doslidzhen` [Elektronnii resurs]. — Rezhim dostupu: http://www.icps.kiev.ua.
10. Mazaraki A.A. ta in. Ekonomika torgovel`nogo pidpriеmstva: Pidruchnik dlya vuziv. [pid red. prof. N.M. Ushakovoi]/ A.A. Mazaraki ta in. — K. : Xreschatik, 1999. — 800 s.
11. Derzhavna sluzhba statistiki. Golovne upravlinnya statistiki u ZHitomirs`kii oblasti [Elektronnii resurs]. — Rezhim dostupu: http://www.zt.ukrstat.gov.ua/StatInfo/Poiasn/

Стаття  надійшла до редакції 25.06.2013 р.