Факторы бегства капитала: обзор проблемы

В регрессионной модели для стран MENA, разработанной в исследовании [Al-Fayou- mi, Al Zoubi, Abuzayed, 2012], показатель процентного изменения реального эффективного курса национальных валют данных стран не является статистически значимым.

Колебания национальной валюты и отклонения от равновесного значения не влияют на объемы «убежавших» капиталов также в случае СНГ [Brada, Kutan, Vuksic, 2011] и стран Центральной и Восточной Европы [Brada, Kutan, Vuksic, 2013]. В обеих работах в модель включен показатель процентного изменения реального обменного курса. Вместе с тем, в [Antzoulatos, Sampaniotis, 2011], где выборка стран очень близка к вышеназванным работам, а отклонения курса аппроксимируются аналогичным показателем, коэффициент при соответствующей переменной является значимым с ожидаемым знаком.

Авторы работы [Gibson, Tsakalatos, 1993], исследуя бегство капитала в развитых европейских странах, делают акцент на неопределенности, возникающей в результате колебания валюты. В качестве прокси в модели используется форвардная премия, авторы уточняют, что формально показатель отражает также страновые риски. Для Франции, Испании, Португалии и Греции коэффициент при переменной статистически значим с ожидаемым знаком. В модели на данных Италии обнаружена значимая положительная взаимосвязь, что формально противоречит экономической теории. Исследователи предполагают, что данный феномен связан с постоянно меняющимися правилами валютного контроля в стране. Например, происходит ужесточение валютного контроля, форвардная премия при этом положительная, но объем «бегства» сокращается.

Для нестандартного случая Турции в работе [Altinkemer, 1995] эмпирическим путем определяется, что обеспечение полной конвертируемости турецкой лиры привело к возникновению структурного разрыва. В качестве прокси фактора переоцененного валютного курса в данном исследовании используется показатель ожидаемого курса национальной валюты, в свою очередь также оцененный в рамках авторегрессионной модели. Либерализация финансового счета в Турции началась в 1984 г. с разрешения резидентам открывать счета в иностранной валюте, однако окончательно завершилась лишь к началу 1990 г. полной конвертируемостью турецкой лиры в соответствии с требованиями МВФ. На временном отрезке 1987-1990 гг. коэффициент при показателе ожидаемого курса национальной валюты не является статистически значимым, но после полного открытия финансового счета в период с 1990 по 1995 гг. уже обнаружена статистически значимая положительная взаимосвязь.

В работе [Collier, Hoeffler, Pattillo, 2001] авторы рассматривают бегство капитала в контексте теории портфельного выбора, строя стоковые переменные. Методология преобразования потоковых переменных в стоковые, впервые предложенная в рамках данной работы, впоследствии была использована многими экономистами в своих исследованиях. Масштабы вывезенных средств оцениваются как доля частного капитала за рубежом в процентах к общему накопленному частному капиталу. Отталкиваясь от общего постулата формирования портфеля, авторы определяют сравнительную доходность активов и уровень риска в качестве ключевых детерминантов оттока. Однако, по мнению исследователей, процентный дифференциал сам по себе не в состоянии корректно объяснить возникновение бегущих потоков капитала, так как не отражает в полной мере риски, возникающие из-за нестабильной политической ситуации в стране. В связи с чем вместо стандартного показателя процентного дифференциала в исследовании используется переменная, определяемая капиталовооруженностью и капитолопроизводительностью, ожиданиями роста налогов и обесценения национальной валюты. Используя в качестве прокси степени переоцененности индекс Доллара на выборке, представленной данными 50 стран Азии, Африки и Латинской Америки, определили, что положительная взаимосвязь возникает в случае значительных отклонений от равновесного курса, определяемого рынком. Если же официальный курс несущественно выше рыночного, то показатель не является статистически значимым. Подобные выводы, как упоминалось, представлены также в работе [Cuddington, 1986].

Внешний долг

В то время как сравнительная доходность с учетом валютного курса с точки зрения экономической теории представляются наиболее очевидным фактором предпочтения инвесторами зарубежных юрисдикций, объективные исторические реалии кризиса в Латинской Америке заставили многих исследователей обратить свое внимание на связь бегства капитала и высокого уровня задолженности перед нерезидентами. Более того ряд экономистов определяют бегство капитала как инвестиции за рубеж в условиях растущего уровня иностранных заимствований. Анализ данной ситуации положил начало концепции асимметрии рисков, возникающих при вложениях в экономику конкретной страны ее резидентами и иностранными инвесторами.

Взаимосвязь бегства капитала и наращивания внешних заимствований «работает» в обе стороны. Дефицит капитала внутри страны, вызванный масштабным вывозом средств, определяет необходимость привлечения финансирования из внешних источников. Соответственно, существует положительная зависимость между бегством капитала и ростом заимствований из-за рубежа. Поступления от нерезидентов по каналам внешнего долга в ряде случаев также вывозятся резидентами в виде «бегущих» капиталов, что ведет к возникновению положительной связи уже между иностранными кредитами и бегством капитала. Подробный анализ всех характеристик взаимосвязи внешнего долга и бегства капитала проведен в [Boyce, 1992]. Первоначально исследование поднимает вопрос определения направления каузальной взаимосвязи: провоцирует ли рост внешних заимствований отток капитала или же, наоборот, массовый вывоз средств резидентами определяет непрекращающуюся потребность государственного сектора в финансировании из-за рубежа. Кроме того, обсуждаются различия в характере подобных взаимосвязей. Так, резидентами могут вывозиться непосредственно средства, полученные по каналам внешних заимствований, или же зарубежные займы могут быть инвестированы внутри страны, в то время как на покупку иностранных активов будут направлены собственные средства резидентов. На основе этих двух критериев Бойс определяет четыре типа взаимосвязи .

1. Бегство капитала, вызванное внешним долгом (debt-driven capital flight): резиденты инвестируют за рубеж с целью защиты вложений от возможного ухудшения мак-роэкономической ситуации в стране вследствие наращивания внешнего долга.

2. Бегство капитала, финансируемое внешними заимствованиями (debt-fueled capital flight): средства, полученные как государственным сектором, так и частными заемщиками от зарубежных кредиторов, впоследствии в форме частного капитала инвестируются в иностранные активы.

3. Внешний долг, вызванный бегством капитала (flight-driven external borrowing): по причине увеличения объемов вывезенных за рубеж средств внутри страны возникает недостаток капитала, который финансируется зарубежными инвесторами.

4. Внешний долг, финансируемый бегством капитала (flight-fueled external borrowing): частный капитал сомнительного происхождения вывозится за рубеж, а затем воз-вращается в страну происхождения в виде заимствований из-за рубежа (так называемые схемы раунд-триппинга - round-tripping).

Для проверки выдвинутых гипотез на данных Филиппин строится эконометрическая модель. Фактор роста внешнего долга в регрессии определен непосредственно соответствующим показателем, публикуемым в наборе данных статистики внешнего сектора. По результатам моделирования выявлено наличие положительной двусторонней зависимости: рост внешнего долга увеличивает объемы вывезенных средств, а наращивание зарубежных активов стимулирует внешние заимствования.

В более поздней работе [Boyce, Ndikumana, 2003] Бойс в соавторстве с Ндикумана определяет статистически значимую положительную взаимосвязь между внешним долгом и объемом ввезенных средств для 30 африканских стран, 24 из которых классифицированы Всемирным банком как страны с низким уровнем дохода и высоким уровнем внешней задолженности. Соответственно, в данном случае речь идет о первом типе взаимосвязи - отток капитала финансируется заемными средствами, полученными из-за рубежа. По оценке авторов, каждый доллар, привлеченный в форме заимствований от нерезидентов, трансформируется в 80 центов, вывезенных резидентами из региона. Под-черкивается, что резиденты принимают решение о вывозе средств, опираясь как на общий уровень внешний задолженности, так и на ее изменение за определенный период. Объем накопленного внешнего долга воздействует на инвестиционный климат и на платежеспособность страны. Соответственно, в контексте исследования влияния иностранных заимствований на бегство капитала необходимо учитывать как стоковые, так и потоковые переменные. В эконометрическую модель данной работы включена переменная общего долгового бремени перед иностранцами (бегство капитала, вызванное внешним долгом) и показатель изменения внешней задолженности (бегство капитала, финанси-руемое внешними заимствованиями). Обе переменные значимы с положительным знаком, что подтверждает гипотезу о присутствии связи первого и второго типов. Отдельно отметим, что переменная изменения уровня внешней задолженности значима с положительным коэффициентом во всех спецификациях модели, вне зависимости от набора иных объясняющих переменных. Авторы повторили свои исследования, расширив выборку до 40 африканских стран, а временной горизонт до периода 1970-2004 гг. В работе [Boyce, Ndikumana, 2003] определено, что каждый доллар внешних заимствований увеличивает отток на 65 центов, а рост накопленного объема внешнего долга на один доллар прибавляет 3-4 цента к «убежавшим» капиталам.

Влияние высокого уровня задолженности на отток капитала в странах Африки подтверждается в работах [Ayadi, 2008; Lawanson, 2007] для Нигерии, [Makochekanwa, 2007] - для Зимбабве, [Forgha, 2008] - Камеруна. В первых двух работах в модель входит накопленный объем внешней задолженности, во вторых - изменения показателя за период.

Что касается стран Латинской Америки, кризис в которых и положил начало идее о значительном влиянии высокого уровня внешнего долга на массовость вывода средств в иностранные юрисдикции, большинство исследований подтверждают статистическую значимость данной взаимосвязи. В качестве примера можно назвать работы [Pastor, 1990; Mikkelsen, 1991]. В обоих исследованиях в качестве фактора уровня внешней задолженности выступает показатель вновь привлеченных долгосрочных кредитов из-за рубежа. В выборку стран входят Аргентина, Мексика, Колумбия, Бразилия, Чили, Перу и Уругвай.

Авторы работы [Al-Fayoumi, Al-Zoubi, Abuzayed, 2012] определили значимую и положительную взаимосвязь между динамикой показателя внешнего долга, и бегством капитала в странах MENA.

В целом, высокий уровень внешней задолженности не является типичной проблемой азиатских стран, поэтому экономисты, исследующие проблему бегства в данном ре-

гионе, не всегда включают этот фактор в число регрессоров. Однако в случае Бангладеша [Aziz, Khayyam, Uddin, 2014] не только определяют существование положительной статистически значимой взаимосвязи, но и указывают на то, что коэффициент при переменной изменения внешней задолженности значительно выше, чем при других регрессорах. Данный факт позволяет авторам сделать вывод о том, что именно рост внешних заимствований является ключевым детерминантом бегства капитала в Бангладеше. В работе [Har- rigan, Mavrotas, Yusop, 2002] определяется, что в Малайзии наращивание внешней задолженности также способствует увеличению объемов бегства капитала. В обоих случаях в модель включается потоковая переменная поступлений заемных средств от нерезидентов.

В исследовании [Collier, Hoeffler, Pattillo, 2001] трактуется уровень внешней задолженности как прокси ожидания роста налоговой нагрузки. В нем показатель представлен долей зарубежных активов в общем объеме частного накопленного капитала. На выборке из более чем 50 стран переменная внешнего долга значима на однопроцентном уровне с положительным коэффициентом.

Отдельно стоит отметить, что потоковая переменная внешнего долга входит в формулу для расчета количественных оценок бегства капитала методом Всемирного банка, который на сегодняшний день является одним из наиболее распространенных. В ряде случаев переменную определяют накопленные объемы или используется определенное подмножество потоков показателя, но существует достаточное количество работ, где никаких дополнительных исследований эндогенности и соответствующих корректировок не проводится.

Экономический рост

Аналогично ситуации с внешним долгом, связь бегства капитала с экономическим ростом носит двунаправленный характер, в ряде случаев образуя так называемый «порочный круг». С одной стороны, экономический рост является надежным индикатором инвестиционного климата, таким образом, замедление темпов экономического роста напрямую влияет на мотивацию как резидентов, так и иностранных инвесторов и провоцирует вывод средств за рубеж. Бегство капиталов, в свою очередь, в числе прочих факторов ведет к истощению ресурсов для финансирования внутренних проектов, сокращению на-логооблагаемой базы и, далее, соответственно, сокращению государственных доходов, что, в свою очередь, снижает экономический рост и определяет выбор резидентов в пользу иностранных финансовых инструментов. Вместе с тем одним из компонентов экономического роста является увеличение доходов частного сектора, которые, собственно, и определяют потенциально возможный объем выводимых средств, так называемую базу бегства капитала. В этом контексте снижение темпов роста ВВП может способствовать сокращению объемов капитала, направляемых за рубеж. Таким образом, между темпами экономического роста и бегством капитала возможны связи трех видов, две из которых действуют в противоположном направлении. По этой причине со стороны теории ожидаемый знак в моделях, анализирующих влияние экономического роста на бегство, не определен. Он зависит от специфики экономической и политической ситуации в конкретной стране, от особенностей ведения хозяйственной деятельности ее резидентами. Также неоднозначно направление казуальной связи: какой из факторов является причиной, а какой - следствием. Подобные теоретические предпосылки ожидаемо определяют существование исследований, анализирующих причинно-следственную связь в обоих направлениях, иногда даже в рамках одной работы; неопределенность относительно сонаправленности динамики показателей находит свое отражение в неустойчивости результатов моделирования.

Для стран Африки - Зимбабве, Нигерии и Камеруна - в работах [Ayadi, 2008; Lawan- son, 2007; Forgha, 2008; Makochekanwa, 2007] определено, что увеличение темпов экономического роста ведет к снижению масштабов вывезенных средств. В моделях использованы показатели изменения ВВП за отчетный период, в некоторых случаях данные представлены в процентах или логарифмах. Данные результаты также подтверждает масштабное исследование проблемы бегства в африканских странах, проведенное в работе [Ndikuman, Boyce, 2003]. Помимо очевидного показателя темпа роста реального ВВП авторы включают в модель разницу между годовыми нормированными на ВВП темпами роста конкретной африканской страны и США и странами-торговыми партнерами из числа членов ОЭСР (средневзвешенное пропорционально доле в товарообороте). В обоих случаях коэффициенты при переменных статистически значимы с отрицательным знаком.

Отрицательная взаимосвязь между экономическим ростом и бегством капитала выявлена также для стран MENA в исследовании [Al-Fayoumi, Al-Zoubi, Abuzayed, 2012], использован стандартный показатель динамики реального ВВП.

Для стран Латинской Америки в классических работах [Cuddington, 1986, 1987] экономический рост не рассматривается в качестве потенциального фактора оттока капитала, однако Пастор [Pastor, 1990] для практически идентичной выборки (Аргентина, Мексика, Колумбия, Бразилия, Чили, Перу, Уругвай, Венесуэла) выявляет значимую отрицательную связь. В качестве показателя используется разница между темпами роста в рассматриваемой стране и аналогичным показателем для США за предыдущий период относительно отчетного.

Экономический рост в Малайзии также способствуют сокращению объема вывезенных за рубеж средств, как определено в работах [Harrigan, Mavrotas, Yusop, 2002; Puah, Arip, Liew, 2012]. В качестве регрессоров - значения ВВП на конец отчетного периода и на конец периода, предшествующего отчетному соответственно. В случае Китая и Филиппин в исследованиях [Cheung, Qian, 2010; Boyce, 1992] связь между бегством капитала и темпами роста ВВП не является статистически значимой.

Таким образом, все работы обзора, исследующие факторы бегства капитала в странах Африки, Латинской Америки, в случае включения экономического роста в число объясняющих переменных модели постулируют наличие отрицательной взаимосвязи, которая в подавляющем большинстве является статистически значимой. Несколько иначе ситуация обстоит в случае развитых европейских экономик. Многие исследователи бегства капитала в странах Западной и Центральной Европы не ожидают сокращения инвестиций в ответ на улучшение экономической ситуации в стране. Можно предположить, что проблема недостаточности капитала в странах Европы стоит не столь остро, соответственно причины, побуждающие инвесторов переводить свои активы в зарубежные юрисдикции, также отличаются от ситуации в других регионах. Таким образом, большинство представленных в обзоре исследований, посвященных проблеме бегства капитала в развитых экономиках Европы, не включают экономический рост в число независимых переменных модели. Своего рода исключением являются работы [Brada, Kutan, Vuksic, 2011, 2014]. Однако в данном случае исследователи определяют, что увеличение темпов экономического роста провоцирует еще более масштабный вывод средств за рубеж. Таким образом, возникает причинно-следственная взаимосвязь иного типа: резиденты перманентно вкладываются в иностранные активы в независимости от ситуации в своей стране, рост их доходов, сонаправленный общему экономическому росту, лишь увеличивает базу бегства капитала. Напомним, что в данных работах выборка представлена странами Центральной и Восточной Европы, в том числе членами СНГ.

В целом, несмотря на стабильность характера взаимосвязи для большинства регионов, экономический рост можно назвать одним из самых «сложных» детерминантов бегства капитала. Так, помимо того, что темпы экономического роста принято считать индикатором общей экономической ситуации в стране, еще больший интерес может представлять не сама скорость изменения ВВП, а волатильность данного показателя, косвенно характеризующая уровень неопределенности. Кроме того, в контексте непосредственно разработки эконометрической модели необходимо принимать во внимание, что с учетом комплексности самого макроэкономического индикатора, легко предположить, что рост ВВП, в свою очередь, определяется изменением совокупности иных экономических показателей, часть из которых также определяет динамику бегства капитала. Таким образом, ряд исследователей указывает на некорректность включения показателя «убежавших» капиталов и экономического роста в одно уравнение.

Кроме того, отдельно стоит отметить значительное количество работ, анализирующих взаимосвязь «экономический рост - бегство капитала» в противоположном направлении - отталкиваясь от предположения о том, что массовый вывод средств за границу существенно ухудшает экономическую ситуацию в стране, соответственно, замедляя темпы роста ВВП. Так, влияние «бегущих» капиталов на экономический рост исследуется, например, в работах [Ajayi, 1997; Cervena, 2006; Gusarova, 2009; Kar, Cartwright-Smith 2008; Ndiaye, 2014].

Прямые инвестиции

К числу «неоднозначных» факторов бегства можно также отнести прямые инвестиции. Во-первых, по аналогии с внешним долгом, наиболее распространенная методика количественной оценки объема вывезенных средств, предложенная Всемирным банком, напрямую включает показатель входящих потоков по каналам прямого инвестирования, что уже создает определенные сложности в части использования прямых инвестиций как регрессора в моделях с бегством капитала, где зависимая переменная рассчитана в соответствии с данным алгоритмом. Неоднозначность в части теоретических предпосылок возникает при анализе долгосрочных инвестиций в капитал предприятия одновременно как источника иностранного финансирования бегства капитала и как универсального инструмента для последующего вывоза средств резидентами. Трудности в части выбора корректного статистического показателя для включения в модель в данном случае не существенны. Прямые инвестиции определяются соответствующей статьей платежного баланса, на сальдовой основе фиксирующей входящие и исходящие финансовые потоки. Ряд исследователей в качестве независимой переменной учитывают только однонаправленный поток, возможны варианты также в части нормировки к ВВП, использования значений текущего или предыдущего периодов.

Так, в работе [Eaton, Gersovitz, 1987] приводится сравнительный анализ прямых инвестиций как инструмента привлечения зарубежного капитала с традиционными заимствованиями в виде портфельных и прочих инвестиций. Отмечается, что для нерезидентов существует три типа рисков, связанных с вложениями в виде прямых инвестиций: экспроприации, увеличения налоговой нагрузки и риск, связанный с ростом затрат на обслуживание долга, если участие финансируется за счет заемных средств. Первые два вида рисков являются общими как для резидентов, так и для нерезидентов. И даже риски третьего типа также свойственны резидентам в случае инвестирования заемных средств. Соответственно, в ситуации, когда нерезиденты осуществляют свои вложения с использованием инструментов прямого инвестирования, разница между рисками внешних и внутренних инвесторов становится незначимой, что, на первый взгляд, приводит к уст-ранению асимметрии. Однако помимо риска дефолта нерезиденты стабильно сталкиваются с рисками неполноты информации. Не зная всех тонкостей функционирования рынка и характеристик каждого из его игроков, невозможно точно спрогнозировать доход от вложений, что более актуально в случае прямых инвестиций, чем в ситуации с долговыми инструментами, предполагающими фиксацию хотя бы части дохода. Как демонстрируется в работе [Khan, Haque, 1985], такая ситуация приводит к необходимости создания госу-дарственных гарантий, которые в случае прямых инвестиций чаще всего реализуются в форме льготного налогообложения для компаний с иностранным капиталом.

Кант [Kant, 1996], в свою очередь, указывает на схожие первопричины генерации потоков прямых инвестиций и «бегущих» капиталов. В основе принятия решения - фактор инвестиционного климата. Ухудшение общей экономической ситуации, снижение стабильности определяют масштаб и интенсивность «убегающих» капиталов, а также необходимость привлечения внешних заимствований. Связь же между объемом вложений в форме прямых инвестиций и макроэкономическими показателями, определяющими инвестиционный климат, в соответствии с предположениями экономической теории, должна быть положительной. Соответственно, изменения показателя прямых инвестиций и динамика «бегущего» капитала определяются одним общим фактором, который, однако, оказывает разнонаправленное влияние. Согласно гипотезе автора, рост прямых инвестиций соответствует снижению масштабов бегства капитала. Непосредственная проверка данной гипотезы представляет определенные трудности, поскольку, как уже упоминалось выше, прямые инвестиции являются одним из компонентов количественных оценок бегства капитала, рассчитанных в соответствии с остаточными методами, причем рост показателя увеличивает оценку. Кроме того, снижение бегства капитала определяется не напрямую ростом прямых инвестиций, а через общий фактор инвестиционного климата. Инвестиционный климат, в свою очередь, является слабо определенным ненаблюдаемым показателем, что ведет к необходимости построения дополнительных оценок. Чтобы избежать затруднений, связанных с неоднозначностью направления каузальной связи и необходимостью определения количественных показателей инвестиционного климата, в работе применяется метод факторного анализа и анализ одновременных корреляций. Эмпирическую базу формируют данные всех развивающихся стран за 1974-1992 гг., как в целом по совокупности, так и с группировкой по регионам. Полученные в рамках анализа факторные нагрузки подтверждают предположение о том, что прямые инвестиции и бегство капитала объясняются одним общим фактором. При этом его влияние положительно в случае прямых инвестиций и отрицательно в случае оттока. Таким образом, вложения в форме прямого участия изменяются в направлении, противоположном «бегущим» капиталам. Соответственно, прямые инвестиции не способствуют усилению процессов бегства, как это бывает в случае, когда иностранное финансирование привлекается в виде долговых инструментов. Анализ одновременных корреляций определяет отсутствие статистически значимой связи между прямыми инвестициями и бегством капитала для стран Африки и Среднего Востока. Для стран Азиатско-Тихоокеанского региона, Европы, Латинской Америки и Карибского бассейна рост прямых инвестиций ведет к снижению оттока. Результаты оказались аналогичны для трех различных методик построения зависимой переменной, что позволяет утверждать устойчивость полученных результатов.

Вместе с тем существует ряд исследований, где методами регрессионного анализа обнаружена значимая положительная связь между прямыми инвестициями и бегством капитала. Отметим, что в качестве зависимой переменной большинство таких моделей используют количественные оценки, полученные в соответствии с методикой Всемирного банка (т.е. включают в расчет объем входящих прямых инвестиций). Так, коэффициент при переменной объема вложений в форме прямого участия статистически значим с положительным знаком для стран MENA [Al-Fayoumi, Al-Zoubi, Abuzayed, 2012], Восточной Европы и СНГ [Brada, Kutan, Vuksic, 2011, 2013], Зимбабве [Makochekanwa, 2007]. В первом случае в модель включен показатель прямых инвестиций на нетто-основе в ВВП, во втором - авторы учитывают лишь входящий поток соответствующей статьи платежного баланса; в модели Макочеканва - сальдо прямых инвестиций.

При этом в исследованиях, использующих альтернативные методики расчета количественных оценок бегства капитала, результаты не столь стабильны. Так, Девис [Davies, 2007], применяя различные эконометрические техники и алгоритмы количественной оценки зависимой переменной, разрабатывает в общей сложности 16 спецификаций модели. Коэффициент при переменной прямых инвестиций, выраженной как сальдо соответствующей статьи платежного баланса к ВВП, значим менее, чем в половине случаев. В работе [Antzoulatos, Sampaniotis, 2003] используются четыре спецификации модели в зависимости от методики построения зависимой переменной. Показатель прямых инвестиций, определенный аналогично предыдущей работе, ни в одной из них не является статистически значимым. Напомним, что в данном случае эмпирическая база исследования представлена данными 17 развивающихся стран Восточной Европы за 1994-1998 гг. Отрицательная статистически значимая связь между прямыми инвестициями (показатель на сальдовой основе) и бегством капитала в Малайзии подтверждается в работе [Harrigan, Mavrotas, Yusop, 2002], где для построения оценок зависимой переменной в модели ис-пользуются четыре различные методики. В то же время авторы работы [Puah, Arip, Liew, 2012], исследуя данную зависимость для этой же страны, получили положительный знак коэффициента при переменной прямых инвестиций (значение соответствующей статьи платежного баланса за прошлый период). В данном случае зависимая переменная оценена по методологии «Hot Money» и не включает входящие потоки прямого участия в расчет оценки. Положительная статистически значимая взаимосвязь между поступлениями по каналам прямых инвестиций (показатель на нетто-основе) и бегством капитала для Малайзии подтверждается также в работе [Chunhachinda, Sirodom 2007]. Зависимая пере-менная в данном исследовании также оценивается четырьмя различными методиками. Для Малайзии статистически значимая взаимосвязь определена в случае трех из четырех спецификаций модели. Аналогичные результаты получены для Таиланда и Филиппин.

В случае Индонезии статистически значимые результаты получены только в одной спецификации модели (зависимая переменная построена с использованием алгоритма «Hot Money»). В модели на данных Южной Кореи статистически значимая взаимосвязь между прямыми инвестициями и бегством капитала не определена.

Бегство капитала предыдущих периодов

Наравне с внешними макроэкономическими факторами многие исследования указывают на важность авторегрессионной природы явления. Данную взаимосвязь часто определяют как характеристику устойчивости бегства капитала, в работе [Ndikumana, Boyce, 2003] говорится об эффекте формирования привычки. Формально первоначальное создание соответствующей инфраструктуры позволяет снизить последующие трансакционные издержки, и наоборот - решение о прекращении вывода средств ведет к необходимости ликвидации существующих инструментов, что связано с дополнительными затратами. Кроме того, логика явления предполагает существование так называемого стадного эффекта: чем больше инвесторов выводят средства за рубеж, тем в менее выгодных условиях оказываются те, кто продолжают инвестировать внутри страны, что, в свою очередь, побуждает их присоединяться к большинству. Также бегство капитала существенного объема очевидно ухудшает общую макроэкономическую ситуацию в стране и инвестиционный климат как ее индикатор, непосредственно влияя на темпы экономического роста и, соответственно, на решение инвесторов-резидентов продолжать вкладывать средства во внутренние активы. В исследовании [Collier, Hoeffler, Pattillo, 2004] отмечается также, что все меры, способствующие предотвращению бегства капитала, в том числе посредством улучшения общей экономической и политической ситуации в стране, «работают» иск-лючительно в долгосрочной перспективе.

В эконометрических моделях существование рассматриваемой связи проверяется путем включения в модель, где зависимая переменная представляет объемы вывезенных средств отчетного периода, аналогичные показатели предыдущих периодов.

Так, авторегрессионный характер явления определен в случае стран MENA [Al-Fayou- mi, Al-Zoubi, Abuzayed, 2012], СНГ [Brada, Kutan, Vuksic, 2011], африканских стран [Ndikumana, Boyce, 2003], а также на выборке из более 70 развивающихся стран [Davies, 2007]. В случае отдельных стран положительная статистически значимая взаимосвязь выявлена на данных Китая [Cheung, Qian, 2010], Мексики [Mikkelsen, 1991] и Малайзии [Harrigan, Mavrotas, Yusop, 2002]. Стоит отметить, что для построения количественных оценок зависимых переменных во всех перечисленных работах использовались различные модификации методики расчета Всемирного банка.

Вместе с тем в исследованиях [Cuddington, 1987; Boyce, 1992; Nyoni, 2000] статистически значимой взаимосвязи обнаружить не удалось, а по результатам моделирования в работе [Gibson, Tsakalatos, 1993] определено, что в странах Европы (Франция, Испания, Португалия, Греция) рост объемов вывезенных за рубеж средств в предыдущем периоде способствует снижению бегства в текущем. Авторы предполагают, что подобная ситуация может являться следствием конвертации вывезенных ранее средств в одну из резервных валют и их последующего возвращения в страну происхождения.

Инфляция, сальдо государственного бюджета

и сальдо текущего счета

Вышерассмотренные факторы служат прикладным приложением теоретических предпосылок асимметрии рисков между резидентами и нерезидентами, теории формирования портфеля, вопросов создания благоприятного инвестиционного климата и ин-ституциональной среды. В определенной степени их можно считать фундаментальными, с другой же стороны, очевидно, что и инвестиционный климат, и проблемы несоответствия рисков резидентов и нерезидентов могут быть представлены десятками макроэкономических показателей, которые чаще всего не являются полностью независимыми ни по отношению к бегству капитала, ни к друг другу. Фактически распространяя эти идеи на точечные показатели, можно ввести в модель практически неограниченное количество регрессоров. Вместе с тем расширение модели снижает ее качество, поэтому большинство моделей включают порядка 4-6 независимых переменных. Кроме вышеназванных факторов, в качестве потенциальных детерминант бегства чаще всего исследователи рассматривают инфляцию, сальдо государственного бюджета и текущего счета. Первые два показателя являются ключевыми в контексте идеи влияния ожиданий роста налоговой нагрузки и обесценения внутренних активов. Сальдо текущего счета служит прямым источником финансирования бегства, а также косвенно влияет на инвестиционный климат и является одним из компонентов ВВП и, соответственно, определяет темпы экономического роста.

Теоретические исследования предполагают наличие положительной связи между ростом уровня цен и массовым выводом активов в зарубежные юрисдикции. В качестве статистического показателя используются темпы инфляции внутри страны, индекс потребительских цен или же дифференциал, представляющий разницу между инфляцией в развивающихся странах и внутренней инфляцией. Высокая инфляция, в свою очередь, также может являться следствием массового вывоза капитала из страны, что определяет актуальность проблемы казуальности и в данном случае.

По ряду причин инфляция чаще всего рассматривается в качестве одного из «второстепенных» факторов в моделях бегства капитала. Так, например, отмечают концептуальную схожесть показателя с показателем процентного дифференциала - обе перемен-ные характеризуют риски, связанные с инвестированием во внутреннюю экономику. На уровне построения моделей [Ndikumana, Boyce, 2003] обращают внимание на то, что в уравнении регрессии коэффициенты при переменных ставки процента и инфляции никогда не оказываются значимыми одновременно. Причем в рамках данного исследования авторы используют как непосредственно показатель темпа внутренней инфляции, так и дифференциал с инфляцией в США; результаты идентичны.

Инфляция оказывается незначимым фактором бегства также в работах [Ayadi, 2008; Al-Fayoumi, Al-Zoubi, Abuzayed, 2012; Cheung, Qian, 2010; Chunhachinda, Sirodom, 2007; Han, Gan, Hu, Li, 2012], а также в [Cuddington, 1987] для случаев Аргентины и Мексики. В большинстве работ из списка в число регрессоров также одновременно включена переменная ставки процента, коэффициент при которой статистически значим.

При этом, однако, существует ряд исследований, где инфляция и процентный дифференциал совместно значимы. Например, в работах [Lawanson, 2007; Harrigan, Mavrotas, Yusop, 2002; Antzoulatos, Sampaniotis, 2003; Pastor, 1990; Dooley, 1988] определено, что ин-

фляция наряду с увеличением разрыва между внешней и внутренней доходностью усиливает бегство. Единственный случай из рассмотренных в обзоре работ, где знак коэффициента при переменной инфляции противоречит теории, приведен в [Cuddington, 1987] в модели, построенной на данных Уругвая. Автор предполагает, что в данном случае внутренние инструменты, хеджирующие инфляцию, являются абсолютными субститутами иностранных активов.

Несмотря на то, что как упоминалось выше, инфляцию часто относят к «второстепенным» факторам бегства, в работе [Davies, 2007] вопрос взаимосвязи массового вывоза и темпов инфляции в послевоенный период выходит на первый план. Выборка исследования формируется 77 развивающимися странами за период 1991-2000 гг., 35 из них принимали участие хотя бы в одном вооруженном конфликте в течение рассматриваемо-го периода. Оцениваются четыре спецификации модели соответственно четырем алгоритмам построения зависимой переменной. Для стран, переживших военный конфликт, выборку делят на довоенный и послевоенный периоды. Определено, что после войны рост инфляции способствует усилению бегства капитала на уровне 0,005-0,01% ВВП. В то же время показано, что низкая инфляция помогает сдерживать отток денежных средств после вооруженных конфликтов.

Превышение расходов над доходами, истощение государственного бюджета предположительно также усиливают бегство по причине формирования ожиданий роста налоговой нагрузки на резидентов. В то же время, показатель государственных расходов является компонентом ВВП, внося, таким образом, непосредственный вклад в экономический рост. При этом в контексте несовершенной институциональной среды и возможной коррупционной составляющей рост доходов бюджета также коррелирует с ростом доходов верхней процентили частного сектора и, в свою очередь, может служить источником финансирования вывода средств в иностранные юрисдикции. Соответственно, данная взаимосвязь сильно коррелирует и фактически является своеобразным элементом причинно-следственной связи бегства капитала и экономического роста. Ее характер, таким образом, определяется спецификой экономической ситуации в каждой конкретной стране, а ключевая особенность - формирование негативных ожиданий в ситуации, которая формально может способствовать увеличению темпов экономического роста (высокие государственные расходы).

Прикладные исследования, в свою очередь, подтверждают неустойчивость результатов на различных выборках. Так, например, Ндикумана и Бойс [Ndikumana, Boyce, 2003] определяют статистически значимую отрицательную взаимосвязь в случае перекрестной выборки, но знак меняется в случае объединенной модели регрессии. Для оценки сальдо государственного бюджета в этих случаях используется показатель дефицита первичного бюджета, когда же авторы вместо данного показателя включают в модель индикаторы общего дефицита и налоговых поступлений, нормированные к ВВП, коэффициенты при переменных теряют значимость.

Статистически значимая отрицательная взаимосвязь обнаружена в работах [Ant- zoulatos, Sampaniotis, 2003] для стран Восточной Европы, [Gibson, Tsakalatos, 1993] - для Франции, [Chunhachinda, Sirodom, 2007] - для Индонезии и Филиппин, Южной Кореи, [Boyce, 1992] - для Филиппин, [Lawanson, 2007] - для Нигерии, [Forgha, 2008] - для Камеруна. Авторы работы [Brada, Kutan, Vuksic, 2013] обнаруживают статистически значимую положительную связь между сальдо государственного бюджета и бегством капитала в

развивающихся европейских странах, однако для стран СНГ в работе [Brada, Kutan, Vuksic, 2011] данная связь не является значимой. Развитые страны южной Европы [Gibson, Tsaka- latos, 1993] на примере Испании и Португалии также демонстрируют отсутствие взаимосвязи, аналогично для стран Латинской Америки [Pastor, 1990; Dooley, 1988]. Не обнаружено значимой связи также в случае Китая, Гонконга и Малайзии [Cheung, Qian, 2010; Han, Gan, Hu, Li, 2012; Chunhachinda, Sirodom, 2007]. Во всех работах используется показатель сальдо бюджета (в зависимости от знака дефицит или профицит, что было учтено при трактовании направления взаимосвязи), в ряде случаев нормированный к ВВП. Отдельно отметим, что формально в исследовании [Puah, Arip, Liew, 2012] постулируется положительная взаимосвязь в случае Малайзии. Рассуждения авторов, однако, противоречат результатам моделирования в части влияния дефицита бюджета на бегство капитала. Так, зависимая переменная, как и потенциальный детерминант, нормирована к ВВП, коэффи-циент при переменной бюджета отрицательный. Авторы поясняют, что рост государственных расходов ожидаемо подрывает доверие инвесторов к устойчивости экономики. Из чего можно предположить, например, что дефициту бюджета должно соответствовать отрицательное значение переменной в модели, а профициту - положительное. Таким образом, будем считать, что в данной работе для Малайзии определена отрицательная связь бегства капитала в случае использования сальдо как регрессора и положительная, если меняется знак и используется именно показатель дефицита.

Профицитное сальдо текущего счета, отражающее превышение поступлений от экспорта над затратами на импорт, служит источником валютного финансирования бегства капитала. В то же время часть исследователей говорят о том, что дефицит текущего счета по аналогии с государственным бюджетом можно считать признаком наличия проблем в экономике страны. Кроме того, наравне с показателями изменения внешней задолженности и поступлений по каналам прямого инвестирования, сальдо текущего счета является одним из компонентов количественной оценки масштаба вывезенных средств Всемирного банка. Вследствие чего особый интерес представляют модели, где зависимая переменная рассчитана иным образом. В качестве регрессора используют соответствующую статью платежного баланса или ее компонент - торговый баланс, исключая потоки, связанные с доходами и торговлей услугами.

В работе [Han, Gan, Hu, Li, 2012] объясняемая переменная аппроксимируется показателем недоучтенной прибыли от внешнеторговых операций, соответствующий регрессор представлен показателем дефицита сальдо текущего счета, определено наличие положительной статистически значимой взаимосвязи для Гонконга. Также положительная связь определена в исследовании [Chunhachinda, Sirodom, 2007] для Индонезии, Таиланда и Южной Кореи. Формально, в вышеназванных случаях регрессор представлен дефицитом счета текущих операций, соответственно определено, что дефицит текущего счета провоцирует бегство капитала. Вместе с тем, в работе [Ayadi, 2008] для Нигерии определено противоположное направление взаимосвязи. В качестве прокси в ней используется показатель сальдо торгового баланса. Авторы предполагают, что показатель определяет размер внешнего сектора в экономике страны, с ростом которого снижаются трансакционные издержки инвестиций за рубеж. Таким образом, направление взаимосвязи соответствует ожидаемому авторами. Значимой связи не обнаружено в случае европейских стран в работе [Brada, Kutan, Vuksic, 2013] и в случае азиатских стран - Малайзия, Филип-пины - в [Chunhachinda, Sirodom, 2007].

Заключение

Основные трудности, с которыми сталкиваются экономисты, занимающиеся проблемами бегства капитала, связаны с неопределенностью на всех этапах исследования. Несмотря на то, что выделение факторов, определяющих масштаб бегства, - лишь один из аспектов рассматриваемой проблемы, отсутствие единого подхода на начальных стадиях (построения оценок, выбора терминологии и т.д.) непосредственно влияет на множественность, вплоть до противоречия, публикуемых результатов.

В рамках теоретических работ ученым удалось, с одной стороны, очертить пусть довольно широкие, но все же относительно стабильные рамки исследования. Были выделены нормативный и мотивационный подходы к определению явления, достигнуто негласное соглашение об их взаимодополняющем, а не исключающем характере. Разнообразие идей и предположений о влиянии конкретных факторов на интенсивность «бегущих» капиталов было оформлено в концепции инвестиционного климата, асимметрии рисков и уровня институционального развития, которые также в определенной степени развивают и дополняют друг друга, эволюционируя вместе с изменением системы хозяйствования и достижениями экономической науки. С другой стороны, в теоретических работах опубликовано также достаточное количество конкретных выводов: о влиянии наращивания внешней задолженности и механизмах его распределения, поведении агентов в условиях неполноты информации и несовершенства контрактов, разнообразии типов и функционирования взаимосвязей с конкретными экономическими показателями. Все это в совокупности формирует удовлетворительную базу для построения моделей на конкретных данных и непосредственно проверки гипотез. Однако именно на данном этапе возникает проблема неопределенности и ненаблюдаемости явления. Одновременно с типичными вопросами определения подходящего эконометрического инструментария и выбора прокси-переменных, трудности возникают в части оценки зависимой переменной и корректном моделировании направления взаимозависимости, которое в ряде случаев неочевидно. Так, сосуществование различных методик оценки интенсивности «убегающих» капиталов определяет не только различия в количественном выражении явления, но и характеристики финансовых потоков, образующих бегство. Использование некоторых методик построения зависимой переменной может также привести к тому, что объясняемая переменная будет представлять линейную комбинацию подмножества регрессоров, порождая ошибки в спецификации модели. Наглядным примером является включение показателей прямых инве-стиций, сальдо текущего счета и изменения внешнего долга в число объясняющих переменных в регрессии, где зависимая переменная бегства капитала построена по методике Всемирного банка.

Проблема эндогенности и определения направления в целом стоит очень остро при построении регрессионных моделей бегства. Существование так называемых «порочных» кругов, определенных в теоретических исследованиях (например, взаимосвязь бегства и экономического роста), сильное влияние одних потенциальных детерминант на другие (например, сальдо государственного бюджета и объем внешнего долга) также существенно затрудняют выбор подходящего инструментария и спецификацию модели.

Вопросы выбора конкретных статистических данных для моделирования регрессоров являются более типичной, но от этого не менее нетривиальной задачей. Если в части количественных показателей использование в модели, например, сальдо государственного бюджета, изменения показателя за период или же процента дефицита/профицита к ВВП не влияет на определение созависимости рассматриваемого фактора с бегством капитала, то выбор корректного прокси, определяющего степень защиты прав собственности, полноту информации, которой располагают инвесторы, и даже уровня риска, сопутствующего инвестициям в конкретную страну, можно уже отнести к числу творческих задач. В том числе по этой причине последний «виток» развития теоретических моделей, постулирующий важность роли институтов в решении проблемы бегства, практически не нашел отражения в части введения соответствующих регрессоров в эконометрические модели на конкретных данных.

Все вышеназванные факторы и та самая «творческая составляющая», возникающая в условиях отсутствия единой методологической базы, приводят к нестабильности вплоть до противоречия публикуемых результатов, что, в свою очередь, не дает возможности говорить о существовании конкретного списка факторов, определяющих масштабы бегства. Помимо технических и методологических проблем невозможность определения универсального перечня объясняется также специфичностью экономической ситуации в конкретной стране в определенный временной период.

Так, на примере анализа бегства капитала из Российской Федерации можно проиллюстрировать как уже обозначенные выше «типовые» трудности, так и проблемы, специфичные для российской экономики. Банк России публикует данные о финансовых операциях частного сектора (ранее - чистый ввоз/вывоз капитала частным сектором), часто ассоциируемые СМИ с оттоком капитала. Однако речь идет о нейтральном статистиче-ском индикаторе, в общем смысле фиксирующем вектор сальдо финансового счета в части операций негосударственных секторов. Практика использования данных по статье ошибок и пропусков платежного баланса в качестве количественной оценки «убежавших» капиталов также является не совсем оправданной. В соответствии с методологией статистики платежного баланса ошибки и пропуски являются балансирующей статьей, объем которой определяется в первую очередь использованием различных источников данных для разных сторон одной и той же операции. Кроме того, показатели по статье могут принимать как положительные, так и отрицательные значения. В этом контексте общепринятый подход полагает отрицательные значения оттоком капитала, а положительные - притоком. Таким образом, если рассматривать ошибки и пропуски как показатель нелегальных потоков капитала, околонулевое сальдо не дает достаточно информации об объеме таких потоков на валовой основе: в целях анализа интерес представляют именно валовые показатели, так как нелегальные финансовые потоки любой направленности являются нежелательными для экономики. Единственный показатель, безусловно отно-сящийся к бегству, - это объем сомнительных операций с признаками вывода денежных средств за рубеж, публикуемый Банком России. Однако финансовый поток, фиксируемый данным показателем, является лишь одним из компонентов, не определяя совокупный объем бегства капитала.

Соответственно, на сегодняшний день в официальной российской, впрочем, как и в мировой, статистике отсутствует конкретный числовой показатель бегства капитала, необходимый уже на первом этапе исследования проблемы. При определении факторов бегства капитала, которые, по мнению аналитиков и СМИ, в большинстве своем носят институциональный характер, мы сталкиваемся не только с традиционной проблемой выбора корректных числовых показателей, но и с вариативностью множества потенциальных детерминант на протяжении исследуемого периода. В качестве специфических для Российской Федерации факторов, иллюстрирующих обе проблемы, можно отметить массовую приватизацию 1990-х, санкции 2014 г. и внедрение курса деофшоризации на современном этапе. Во-первых, действие каждого из них ограничено по времени, во-вторых, выбор подходящих для моделирования количественных данных не очевиден. Однако все же наиболее уникальный аспект российского бегства определяют схемы, используемые для вывода денежных средств за рубеж. Процессы внутри таких схем обладают всеми характеристиками, сопутствующими явлению бегства капитала, их объемы поддаются количественной оценке, однако по причине своей специфичности они не учитываются в существующих методиках определения масштабов массового вывоза средств. Две основные формы бегства в экономике Российской Федерации - это массовая покупка иностранной валюты резидентами страны, т.е. внутреннее бегство без фактического пересечения капиталом границы страны, в российской литературе часто обозначаемое термином «долларизация»; и двусторонние финансовые потоки, проходящие по каналам прямых инвестиций как инструмент так называемых схем раунд-триппинга (round-tripping). Оба процесса в рамках определенных временных периодов в той или иной степени присутствуют в экономике многих стран, однако в случае России речь идет не о дополнительных, а об основных формах бегства. Отдельно отметим вариативность схем вывоза во времени. Изначально для вывода средств использовались внешнеторговые каналы: невозврат экспортной выручки, торговые кредиты и авансы. Однако по мере становления финансового рынка появлялись альтернативные инструменты: переводы на личные счета в иностранных банках, приобретение зарубежных активов по завышенным ценам и уже упомянутые выше схемы раунд-триппинга. В части же торговых операций «товарные» каналы сменили переводы по сделкам с услугами. Вопрос даже теоретической возможности учета подобной схем в официальной статистике остается открытым.