Диссертация (1137850), страница 16
Текст из файла (страница 16)
Результаты эконометрического исследования влияния тарифногорегулирования на объем инвестиций российских РСКС учетом всех изменений и дополнений оценивается следующая модель:2Модель 1. (⁄)+1 = 1 ( ⁄) − 2 ( ⁄) − 3 (⁄) +4 (⁄) + 5 +1 +6 +1 + +1 + + +1 ,где I – капитальные вложения; K – оценка основных средств; –прибыль до вычета амортизации, процентов и налогов; Rev – выручка компании; – горизонт регулирования: 1 – если долгосрочное регулирование, 0 –краткосрочное; – тип долгосрочного регулирования: 1 – если RAB,0 – иное;+1 - временные фиктивные манекены, – индивидуальныеспецифические эффекты, εit+1 - случайные остатки.31Приказ Госстроя РФ от 03.04.2000 №68 «Об утверждении рекомендаций по нормированию труда работниковэнергетического хозяйства».95В таблице 3.5 представлены результаты эконометрического анализадинамическоймоделиинвестицийроссийскихэлектросетевыхкомпанийсистемным методом обобщенных моментов (system GMM).Таблица 3.5 - Оценка динамической модели инвестиций российскихэлектросетевых компаний (РСК) обобщенным методом моментовОбъясняющая переменная(1)( ⁄)2( ⁄)(⁄)( ⁄)+1+1( ⁄)+1 , оценка К через балансовуюформулу капиталаС учетомБез учетаненаблюдаемыхненаблюдаемыхэффектовэффектов(2)(3)0.615**0.520**(0.254)(0.262)-0.728-0.519(0.720)(0.789)0.0660.056(0.044)(0.047)0.021***0.024***(0.007)(0.008)0.051***0.053***(0.012)(0.016)-0.0010.002(0.006)(0.006)0.0000.456-0.017**(0.008)-0.024*(0.013)0.0000.4870.3450.3320.6510.7150.5010.5572644426444__ℎℎТест Arellano-Bond AR(1) (p-value)Тест Arellano-Bond AR(2) (p-value)Тест Хансена (p-value)ТестразностейХансена(difference-in-Hansen) для уровней(p-value)ТестразностейХансена(difference-in-Hansen)дляинструментов (p-value)Количество наблюденийКоличество филиалов (РСК)Примечания: ***, ** и * - значимость коэффициентов на уровне значимости 1%, 5% и 10%,соответственно.
В скобках ( ) указаны робастные ошибки. Тесты Arellano-Bond AR(1) и Arellano-Bond AR(2)96проверяют нулевую гипотезу об отсутствии автокорреляции разниц остатков первого и, соответственно, второгопорядка. Тест Хансена проверяет гипотезу о валидности используемых инструментов. Тест разностей Хансенатестирует гипотезу об экзогенности уровней и инструментов.Источник: составлено автором.Проанализируем полученные результаты (см.
столбец 2 таблицы 3.5).Коэффициент при линейном члене по инвестициям значим, имеет положительныйзнак и на 95%-ом доверительном интервале мы не можем отвергнуть гипотезу отом, что он отличен от 1, что соответствует теоретической модели [Bond, Meghir,1994], а также эмпирическим результатам, полученным, например, [Cambini,Rondi, 2011]. Коэффициент при квадратичном по инвестициям члене имеетотрицательныйзнак,чтосоответствуеттеоретическимпредсказаниямиисследованию зарубежного опыта [Cambini, Rondi, 2011], однако, оказывается незначим. Это может быть следствием того, что функция издержек изменениякапитала российских электросетевых компаний отклоняется от предложенной[Summers, 1981]. В целом, зависимость инвестиций от их значения в предыдущемпериоде соответствует ожиданиям. Инвестиционные проекты в расширениепроизводственной базы в электроэнергетике охватывают несколько лет и,успешно пройдя стадию технического обоснования, как правило, редкозамораживаются, выходят на пик или плато затрат, плавно снижаются.Реализация нескольких проектов на разных стадиях может давать плавнуюдинамику капитальных затрат по годам.Коэффициент при отношении EBITDA к капиталу имеет положительныйзнак, но не значим.
Данный результат не соответствует теоретической модели, гдезнак при коэффициенте отрицателен (в оригинальной модели используетсяоперационный денежный поток). [Bond, Meghir, 1994] указывают, что такойрезультат возможен, например, если неверно предположение о том, что фирмаможет привлечь любой необходимый ей объем капитала при его заданнойстоимости, т.е. при неэффективности рынков капитала, что соответствуетроссийским реалиями. Обратим внимание, что результат [Cambini, Rondi, 2011] несовпадает с теоретическим предсказанием в том же направлении: коэффициент97при EBITDA также положителен, но не значим.
Это позволяет говорить обопределенномсходствеусловийфункционированияевропейскихсетевыхкомпаний и российских РСК.Коэффициент при выручке положителен и значим, что соответствуеттеоретической модели. [Bond, Meghir, 1994] указывают, что коэффициент привыручке является индикатором несовершенной конкуренции (на рынке продукта).Коэффициентприбинарнойпеременной,отражающейгоризонтрегулирования, значим и имеет положительный знак, что подтверждает гипотезу1 о том, что переход от краткосрочного к долгосрочному регулированию ведет кросту инвестиционной активности электросетевых компаний. Нам удалосьпоказать, что переход к долгосрочному регулированию при прочих равныхусловиях на 5.1% повышает объем инвестиций российских РСК. Заметим, чтоданный результат соответствует как теоретическому, там и эмпирическомуанализу зарубежного опыта реформирования регулирования естественныхмонополий.
Полученный результат представляется крайне важным для оценкипроведенных в российской электроэнергетике преобразований, а также дляформирования будущей политики тарифного регулирования в сетевых отраслях.Коэффициент при бинарной переменной, отражающей тип долгосрочногорегулирования, не значим, что подтверждает гипотезу 2 о том, что инвестицииэлектросетевых компаний статистически нечувствительны к разным дизайнамдолгосрочного регулирования, внедренным в России.В основе полученного результата могут быть как ранее высказанные намипредположения о том, что меняющиеся правила регулирования и ограничениероста тарифов для всех типов регулирования сдерживают влияние стимулов,заложенных в регулировании методом доходности инвестированного капитала,так и ограничения исследования:- длительность рассматриваемого периода времени позволяет оцениватьлишь среднесрочные эффекты преобразований;98- небольшая длительность рассматриваемого периода не позволяетразделить эффекты альтернативных методов тарифного регулирования до и после«перезагрузки RAB»: возможно, более мягкие ограничения роста тарифов истимулы к инвестированию в рамках метода доходности инвестированногокапитала до 2012 г.
компенсируются ослаблением стимулов к инвестированию врезультате введения напряженных для исполнения пределов роста цены после2012 г., как это было показано в работах [Roques, Savva, 2009; Nagel,Rammerstorfer, 2008];- многолетний недостаток инвестиций в отрасли мог привести к резкому ихросту при минимально приемлемых условиях, что может стирать различия междумоделями долгосрочного регулирования;- мы не располагаем данными, позволяющими оценить влияние типадолгосрочного регулирования на структуру инвестиций, что может влиять наоценку результатов реформирования регулирования;-мынеможемразграничитьнеобходимыйростинвестицийи«сверхинвестирование», предсказанное моделью Аверча-Джонсона.Известно, что различные города и территории России продолжаютзначительно отличаться друг от друга условиями ведения экономическойдеятельности даже в тех случаях, когда они сравнимы с точки зрения емкостирегионального рынка, численности населения и других экзогенных факторов,влияющих на состояние и привлекательность для инвестиций региональныхэкономик [Баранов А.
и др., 2015]. Для отражения в модели влияния наинвестиционные решения филиалов МРСК ненаблюдаемых факторов оцениваетсявлияние институциональной среды регионов. Наиболее часто используемымисточником данных о качестве региональных институтов в России являютсярейтинги инвестиционного климата в российских регионах, рассчитываемыерейтинговым агентством «Эксперт» [там же]. Филиалы МРСК работают, какправило, в пределах одной административно-территориальной единицы, чтоделает применение рейтинга регионов обоснованным.99Ожидается, что объем инвестиций РСК тем выше, чем ниже региональныйинвестиционныйриск:предпринимательскуюэффективныеинициативу,институтыпривлекаютподдерживаютинвестиции,способствуютэкономическому росту и, как следствие, увеличивают спрос на электроэнергию иее передачу.Вводим бинарные переменные на инвестиционный риск регионов иоцениваем модель:2Модель 2.
(⁄)+1 = 1 ( ⁄) − 2 ( ⁄) − 3 (⁄) + 4 (⁄) +5 +1 + 6 +1 + _ + _ℎℎ + +1 + +++1 ,где d_medium: 1 – средний уровень инвестиционного риска, 0 – иное; d_high: 1 –высокий уровень инвестиционного риска, 0 – иное.Как видим (столбец 3 таблицы 3.5), коэффициенты при обеих бинарныхпеременных, отвечающих за региональный инвестиционный риск, значимы иимеют логичный отрицательный знак. При этом значимость остальныхкоэффициентовсохраняется,чтоговоритобустойчивостиполученныхрезультатов. Объем инвестиций РСК снижается сильнее в случае высокихинвестиционных рисков в регионе, чем при средних рисках.
Несмотря наважность соображений надежности энергоснабжения, объем инвестиций РСКстатистически значимо уменьшается при росте региональных рисков, т.е.демонстрируетсвязьсухудшениемкачестваинститутов,чтотакжеподтверждалось в ряде зарубежных исследований (см. главу 1).Суммируя полученные результаты, можно предположить, что мы получилиподтверждение тому, что установление напряженного предела роста тарифоврегулируемойкомпании,атакжечастаясменаправиливысокаянеопределенность относительно будущего регулирования могут снижать стимулык инвестированию регулируемой компании, хотя мы и не можем разделитьвлияние этих факторов.1003.4. Влияние реформы тарифного регулирования на износ активовроссийских РСКВ предыдущем параграфе было показано, что реформа тарифообразованияРСК оказала значимое влияние на рост инвестиций только в момент перехода кдолгосрочномурегулированию.Альтернативныевариантыдолгосрочногорегулирования не создали дополнительных стимулов к статистически значимомунаращиванию инвестиций.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
