Моделювання та аналіз інфляції в Україні
В останній час все більше центральних банків у світі використовують в якості монетарного устрою режим таргетування інфляції, тобто досягнення поставлених інфляційних цілей. Останні дослідження (зокрема, роботи Батіні та ін. [31]) вказують, що використання подібного механізму дозволяє знизити рівень та волатильність інфляції і підвищити стабільність економічної системи. Поступовий рух Національного банку України в напрямку переходу до інфляційного таргетування посилює важливість розуміння інфляційних процесів і прогнозування майбутньої інфляційної динаміки. В статті аналізується інфляція в Україні в період відносної макроекономічної стабільності та досліджується можливість застосування моделей, що мають теоретичне підґрунтя, зокрема моделей націнки, монетарних моделей і кривої Філліпса. Аналіз взаємозв'язків між макроекономічними змінними та інфляцією показав, що важливими факторами інфляційної динаміки виступають собівартість продукції (ціни виробників, імпортована інфляція, заробітна плата, адміністративно регульовані ціни), хоча попит та монетарні чинники також мають значущий вплив на інфляцію.
Отримані результати також підтверджують високий рівень інертності інфляції, що пов'язано із структурними особливостями української економіки.
Найкращі прогнозні якості показують при цьому моделі націнки, що моделюють динаміку інфляції з боку собівартості.
В українській економічній літературі було декілька спроб дослідження окремих аспектів інфляції. Загалом, більшість наявних досліджень фокусують увагу скоріше на приведеній формі опису залежностей даних, ніж на структурному підході.
Серед структурних моделей можна виділити хіба що роботу Болгаріна, Махадеви і Стерна [24], що розробили структурну модель монетарного трансмісійного механізму в Україні (модель складається з окремих відкаліброваних рівнянь: попиту на гроші, кривої Філліпса, IS-кривої, грошового мультиплікатора, умови непокритого паритету процентних ставок з адаптивними очікуваннями, рівняння реального ВВП). Петрик і Половньов [25] розробили економетричну модель для прогнозування інфляції на основі дезагрегації ІСЦ на окремі компоненти на основі різноманітних факторів, зокрема зростання грошової маси, обмінного курсу, випуску агропромислової продукції.
Найперші емпіричні роботи використання моделей у приведеній формі були сконцентровані на вивченні причин гіперінфляції в Україні в першій половині 90-х років. Майже всі дослідники визначають грошову експансію для фінансування дефіциту державного бюджету як головну причину гіперінфляції. Відповідно, Банаян, Болгарін, де Меніл, в одній з найперших робіт, що базувались на VECM методології [30], знаходять інфляцію 1999-2002 років грошовим феноменом. В іншій роботі, Шевчук [28], також використовуючи VECM, підтвердив довгостроковий зв'язок між приростом грошей та інфляцією. Функції відповіді на імпульс показують суттєвий вплив грошової маси на інфляцію, в той же час декомпозиція дисперсії похибок прогнозу пояснює варіацію інфляції в Україні монетарними причинами в довгостроковому періоді (від 70%), хоча також були знайдені і короткострокові немонетарні компоненти. Цей результат був також підтверджений Тиркало та ін. [27]. Висновком їхнього дослідження став стійкий зв'язок змін широких грошей і змін споживчих цін.
Більш пізні дослідження показали, що вплив зміни грошей на інфляцію значно зменшується і стає незначущим у довгостроковому періоді, залишаючись важливим фактором у короткостроковому. Висновки, що роль грошових агрегатів в інфляційному процесі стала незначущою, були одержані Ліссоволіком [40] на основі моделей націнки і моделей грошового ринку. Ним було показано, що коінтеграція між широкими грошима (грошовий агрегат М3) і індексом споживчих цін (ІСЦ) була статистично значущою в період з 1999 по 2008 роки і для ранніх під-періодів, але не в під-період з 2002 по 2008 роки, який автор характеризує як період сильної ремонетизації. Не зважаючи на це, широкі гроші залишаються одним з короткострокових визначальних факторів інфляції. Ліхейда [39] погоджується з цими висновками: монетарні шоки відображають більш гнучку позицію, але не мають будь-якого впливу на цінову стабільність, за виключенням короткострокових ефектів. Білан і Сіліверстовс [32] за допомогою аналізу функцій відповіді на імпульси та декомпозиції дисперсії прогнозних похибок на основі VAR моделей без накладання теоретичних специфікацій дійшли висновку, що ефект зростання монетарної пропозиції на цінову динаміку є найслабшим серед всіх досліджуваних факторів.
Думка вчених щодо впливу обмінного курсу на інфляцію є не такою однозначною. Більшість дослідників погоджуються з тим, що обмінний курс впливає на рівень інфляції принаймні у короткостроковому періоді. Ліссоволік [40] дійшов до висновку про важливість впливу обмінного курсу (долару США) на ціни як в довгостроковому, так і в короткостроковому періоді. Так само, Ліхейда [39] вважає, що обмінний курс (номінальний ефективний обмінний курс) є важливим довго- і короткостроковим джерелом інфляційних процесів у всіх моделях. Імпульс від короткострокових рухів обмінного курсу до інфляції є дуже швидким. Даний істотний вплив обмінного курсу на інфляцію як в коротко-, так і в довгостроковому періоді веде до того, що обмінний курс виглядає важливим фактором монетарної політики. Таким чином, помірна інфляція в останні роки може бути пов'язана із стабільністю обмінного курсу і низькою іноземною інфляцією.
В роботі Білан і Сіліверстовса [32] важливим фактором інфляції є девальваційні очікування.
Модель націнки Ліссоволіка [40] при аналізі даних 2002-2008 років показала велику роль адміністративних цін на ІСЦ. У довгостроковому періоді важливим фактором інфляції виступає зростання заробітної плати, що також підтверджує і робота Білан і Сіліверстовса [32].
Важливим фактором інфляції також виступають інертність інфляційних процесів, що підтверджується в роботах Білан і Сіліверстовса [32].
3.1 Моделі інфляції
Основні моделі для визначення інфляції, які можна знайти в літературі, можна представити у вигляді трьох класів. Перший клас представляє інфляцію як вартісний феномен в контексті довгострокової постійної націнки над собівартістю. Другий погляд розглядає інфляцію в основному як монетарний феномен і пов'язує зміни в монетарних показниках із ціновими процесами. І насамкінець, третій клас моделей досліджує інфляцію як наслідок дії реальних факторів, зокрема дисбалансу між сукупним попитом і сукупною пропозицію. Огляд емпіричних робіт показує, що перший тип моделей найчастіше застосовується для країн з економіками, що розвивається, тоді як другий та третій підхід в основному, хоча і не ексклюзивно, - в розвинутих країнах [23].
Моделі націнки
Робота Гудфренда [36] надає всеохоплюючий огляд теоретичних основ моделей націнки. Моделі цього типу, в яких рівень цін визначається собівартістю та націнкою, приймають наступну форму:
(1)
де 
позначають внутрішній рівень цін, націнку, заробітну плату, номінальний обмінний курс і рівень іноземних цін відповідно.
Якщо виразити всі змінні в логарифмах, то внутрішні ціни дорівнюють зваженому середньому номінальної заробітної плати та іноземних цін (виражених у національній валюті):
(2)
де малі літери позначають змінні у логарифмічній формі, наприклад,
(3)
Рівняння (2) є основою для оцінки довгострокового зв'язку між цінами, заробітною платою та іноземними цінами за припущення щодо постійного рівня націнки або випадкового коливання відносно даного довгострокового значення.
Однак, в короткостроковому і середньостроковому періоді можуть бути значні постійні коливання націнки, що залежать від швидкості пристосування ціновстановлювачів до змін у заробітній платі або у іноземних цінах. Як результат, важливо враховувати більш комплексну динаміку при моделюванні місячних чи квартальних рівнів інфляції у наступній формі:
(4)
де авторегресійний член 
відображає інертність інфляційного процесу, одночасні зміни в заробітній платі та іноземних цінах включені для відображення миттєвих пристосувань. Насамкінець, наведене вище рівняння включає компоненту корекції похибок для врахування довгострокового зв'язку між змінними у формі рівняння (2).
Монетарні моделі
Монетарні моделі базуються на припущенні, що інфляція є виключно монетарним феноменом. Монетаристський аналіз стверджує, що монетарний дисбаланс виникає, коли кількість грошей в економіці вища за необхідну суспільству. За такої ситуації монетарні моделі доводять, що ціни зростатимуть для відновлення рівноваги між попитом і пропозицією на гроші. Як наслідок, надлишкова пропозиція грошей може призводити до інфляційного тиску таким же чином як і надлишковий попит на товари. Монетарний дисбаланс зазвичай описується за допомогою розриву грошей - різницею між фактичною пропозицією грошей і оціненим довгостроковим попитом на гроші.
Специфікація розриву грошей в літературі наводиться у двох різних напрямках. У випадку країн із стабільним попитом на гроші використовується наступна структура часткового пристосування:
(5)
(6)
В цих рівняннях 
є логарифмами попиту і пропозиції грошей, відповідно, уt-логарифм реального ВВП та i - номінальна процентна ставки. У випадку аналізу країни, де стабільна функція попиту на гроші на існує, зміна розриву грошей отримується із наступного виразу:
(7)
де розрив грошей визначається як відхилення фактичної пропозиції грошей від їхнього трендового значення.
На основі розрахованого показника розриву грошей оцінюється наступна модель:
(8)
де ключовою змінною є розрив грошей. Метою моделі (8) є врахування впливу монетарного дисбалансу на динаміку цінових процесів. Необхідно відзначити, що включення до рівняння обмінного курсу як додаткового фактору не є коректною ідеєю з точки зору макроекономіки, оскільки надлишкова пропозиція грошей може перетворюватися у вищий попит на товари, створюючи тиск на внутрішні ціни, а також у вищий попит на інші активи, такі як іноземна валюта, що веде до депреціації національної валюти. У результаті, теоретично консистентна модель з розривом грошей має пояснювати зміни цін як товарів, що торгуються, і товарів, що не торгуються.
Крива Філліпса
Розвиток сучасної теорії інфляції було значною мірою обумовлено розробкою моделі кривої Філліпса. Початкові висновки Філліпса [41] на основі емпіричних спостережень для Великобританії, полягали у стабільній негативній кореляції між рівнем змін у номінальній заробітній платі та рівнем безробіття. Згодом, крива Філліпса була модифікована. Наприклад, рівень безробіття був замінений розривом безробіття/випуску як апроксимацією надлишкового попиту. Більш того, Фрідмен [35] вказав на роль очікувань у формуванні заробітної плати, і в результаті в криву Філліпса були введені інфляційні очікування. І насамкінець, крива Філліпса була перетворена з рівняння заробітної плати у рівняння інфляції.
В цій роботі використовується специфікація кривої Філліпса, що пов'язує інфляцію з інфляційними очікуваннями, деякою мірою дисбалансу між попитом і пропозицією і змінною, що відображає зміни у імпортних цінах, оскільки Україна є відносно відкритою економікою. За припущень щодо адаптивності очікувань і лінійності зв'язків між змінними, можна використовувати лагові значення інфляції в якості апроксимації інфляційних очікувань і отримати наступну специфікацію:
(9)
де ∆pt - рівень інфляції, L - лаговий оператор, gapt - розрив випуску, і st - номінальний обмінний курс.
3.2 Емпіричний аналіз
У роботі для оцінки моделей використано щомісячні дані з 2009 року. В якості міри загального рівня цін в роботі використовується індекс споживчих цін ІСЦ (2009:1 = 100), що був побудований на основі щомісячних даних Держкомстату. Для виміру затрат виробництва в роботі використовується індекс цін виробників ІЦВ (2009:1 = 100) і середня номінальна заробітна плата.
В якості масштабної змінної використовується індекс промислового виробництва (2009:1 = 100), оскільки місячні дані по ВВП є дуже ненадійними для України. Для вираження кількості грошей ми використовуємо широкі гроші (грошовий агрегат М3) і монетарну базу.
В якості показника обмінного курсу використовується номінальний ефективний обмінний курс гривні (НЕОК), що є зваженим за торговим оборотом середнім обмінних курсів гривні до валют основних торгових партнерів (2009:1 = 100).
Імпортована інфляція є розрахунковим показником, що дорівнює зміні цін в країнах-торгових партнерах, зваженій на зміни обмінних курсів.
Для врахування впливу адміністративних цін використовується показник індексу цін, що регулюються адміністративно, який розраховується на базі даних Держкомстату (2009:1 = 100).
Для врахування сезонних ефектів, дані, що використовуються в дослідженні, є сезонно згладженими за допомогою процедури Х12.
В якості показнику надлишкового попиту в роботі використовується розрив випуску промислової продукції, що представлений відхиленням фактичного обсягу промислової продукції від свого трендового рівня, що розраховується за допомогою фільтру Ходріка-Прескотта. Таким же чином розраховується й індикатор дисбалансу грошового ринку - розрив грошової маси 26].
В таблиці 3.1 наведені показники, які використовуються в подальшому дослідженні (всі змінні, крім процентних ставок, є логарифмами відповідних економічних показників).
Таблиця 3.1
Використані макроекономічні змінні
| Змінна | Визначення | Джерело |
| cpi | Індекс споживчих цін (січень 2009 року = 100) | Держкомстат, власні розрахунки |
| ppi | Індекс цін виробників (січень 2009 року = 100) | Держкомстат, власні розрахунки. |
| mb | Монетарна база. | НБУ |
| m3 | Грошова маса М3. | НБУ |
| е | Номінальний ефективний обмінний курс гривні (січень 2009 року = 100). | НБУ |
| pf | Індекс імпортованої інфляції (січень 2009 року = 100). | Держкомстат, НБУ, власні розрахунки |
| ind | Індекс обсягу промислової продукції (січень 2009 року = 100). | Держкомстат, власні розрахунки. |
| w | Середня заробітна плата. | Держкомстат. |
| GAP | Розрив випуску промислової продукції | Держкомстат, власні розрахунки. |
| mGAP | Розрив грошової маси | НБУ, власні розрахунки. |
В додатку 1 наводяться графіки всіх макроекономічних змінних, що використовуються в роботі, у рівнях і у перших різницях.
Перевірка на рядів на стаціонарність
Визначення порядку інтегрованості досліджуваних змінних - один з найважливіших етапів даного дослідження, оскільки дослідження довгострокових зв'язків у рамках коінтеграційного аналізу припускає, що досліджувані змінні мають однаковий порядок інтегрованості. Рівні основних змінних, безумовно, є нестаціонарними, однак для перших різниць картина не очевидна (Додаток 1).
Для тестування часових рядів на стаціонарність був використаний розширений тест Дікі-Фуллера (ADF-тест) [33]. Всі розглянуті змінні є нестаціонарними у рівнях, але в більшості випадків є стаціонарними у перших різницях, тобто є інтегрованими порядку 1 (І(1)) (див. результати ADF-тесту в Додатку 2). Хоча зміни ІСЦ є нестаціонарними, перевірка цього ряду на стаціонарність на часовому періоді з 2005 року дає можливість визнати цей показник інтегрованими порядку 1.
Дослідження взаємозв'язків
Першим кроком дослідження впливу окремих макроекономічних індикаторів на інфляцію в Україні є аналіз корелограм і причинності за Грейнджером [37].
Аналіз корелограм дозволяє зробити висновки про найбільш тісний зв'язок між інфляцією та змінами цін виробників з лагом у 3 місяці, про більш швидкий ефект зміни цін в країнах -торгових партнерах на інфляцію в Україні. Зміни номінального ефективного обмінного курсу мають більш повільний і слабкий ефект на ціни в Україні. Можна зазначити, що монетарна база майже не має зв'язку з інфляцією, а розрив грошової маси має досить сильний зв'язок. При цьому треба підкреслити, що лаг між зміною монетарних умов і інфляцію в останні роки суттєво зріс (так, якщо на періоді з 2007 року найбільший вплив відчувався протягом перших трьох місяців, то аналіз даних з 2009 року свідчить про найтісніший зв'язок з лагом у 10 місяців).
Тести Грейнджера на причинність [37] дозволяють ідентифікувати змінні, що надають значущу інформацію для прогнозування майбутніх рівнів інфляції.
Спочатку розрахуємо Б-статистики для нульової гіпотези про непричинність за Грейнджером відповідної індикативної змінної і підрахуємо граничні рівні значущості (p-values) для двозмінних каузальних тестів за Грейнджером для лагів від 1 до 12. Чим менші ці значення, тим сильніший прогнозний зміст відповідного індикатору для інфляції.
Результати тесту (Додаток 4) свідчать, що майже всі представлені показники є потенціально важливими факторами для пояснення динаміки інфляції, окрім розриву промислового виробництва.
Оцінювання моделей
На практиці оцінювання моделей включає два кроки. Перший полягає у встановлення існування довгострокових зв'язків між змінним на основі коінтеграції, а другий в оцінці короткострокової динаміки між змінними.
В цій роботі використано механізм оцінювання коінтеграційних векторів на основі секторального аналізу з використанням процедури максимальної правдоподібності Йохансена для авторегресії визначеного порядку (динамічна версія) [38] та перевірка надійності результатів за допомогою процедури Інгла і Грейнджера (статична версія) [34].
Після встановлення існування коінтеграції другий етап включає процедуру оцінювання моделі корекції похибок (ЕСМ). Основна мета цього кроку полягає в дослідженні короткострокової динаміки інфляції.
Проаналізуємо результати етапів для деяких моделей.
3.3 Аналіз моделей
Моделі націнки
Заробітна плата виявилась незначущим фактором для пояснення довгострокових трендів інфляції, що не дивно, враховуючи слабкий зв'язок між заробітною платою та інфляцією через низьку вагу заробітної плати в собівартості продукції в Україні в цілому порівняно з іншими економіками. Імпортована інфляція та ціни виробників є важливими факторами для пояснення інфляції у довгостроковому періоді, беручи до уваги собівартість продукції (модель оцінки І).
Також було оцінено другу версію моделі націнки з включенням показнику цін, що регулюються адміністративно, з погляду на важливість цього показнику для інфляційного процесу в Україні (модель оцінки ІІ).
Таблиця 3.2 містить оцінку довгострокових моделей інфляції на основі коінтеграційного рівняння.
Таблиця 3.2
Оцінки довгострокових коефіцієнтів в моделях націнки.
| Фактор | Модель націнки І | Модель націнки ІІ |
| Константа | 227.8 | |
| (et+p*t) | 0.19 | 0.263631 |
| ppit | 0.553 | 0.337914 |
| pat | 0.184299 |
У випадку моделі націнки І емпіричні результати показують, що 1% зростання цін виробників призведе до зростання споживчих цін на 0.55% у довгостроковій перспективі. Висновки показують, що довгостроковий вплив зростання імпортованої інфляції на внутрішній рівень цін є значно нижчим: 1% зростання (et+p*t) піднімає рівень цін на 0.2%. Емпіричні висновки для моделі націнки ІІ є приблизно схожими на висновки моделі І, що підтверджує важливість цін виробників та імпортованої інфляції як пояснюючих факторів інфляції з боку собівартості.
Таблиця 3.3 містить результати відповідних моделей корекції похибок для дослідження короткострокової динаміки. На цьому етапі рішення щодо включення змінних і їхніх лагів до моделі приймались на основі інформаційного критерію Акайке (АІС критерію).
Таблиця 3.3
Результати оцінки моделей націнки
| Фактор | Модель націнки І | Модель націнки ІІ |
| Константа | 0.18 (1.27) | 0.09 (0.68) |
| ECt-i | -0.07 (2.49) | -0.05 (1.76) |
| ∆cpit-1 | 0.18 (1.65) | 0.24 (2.11) |
| ∆ppit-4 | 0.15 (1.69) | 0.20 (2.26) |
| ∆wt-1 | 0.09 (2.26) | 0.10 (2.47) |
| Інші статистики | ||
| R2 | 0.47 | 0.44 |
| Скоригований R2 | 0.43 | 0.40 |
| S.E.E. | 0.47 | 0.49 |
| Jarque-Bera | 16.07 | 16.38 |
| White-Heteroskedasticity | 8.70 | 8.37 |
| Reset | 4.26 | 7.41 |
| DW | 1.97 | 1.99 |
У випадку моделі націнки І коефіцієнт при лаговому члені корекції похибок (ЕСм) дорівнює -0.07, тобто є від'ємним і статистично значущим, припускаючи відносно швидку конвергенцію до довгострокової рівноваги у випадку шоків. Коефіцієнт при лаговому члені корекції похибок в моделі націнки ІІ (-0.05) також приймає коректне від'ємне значення і є статистично значущим, підтверджуючи існування довгострокових зв'язків між включеними в коінтеграційне рівняння змінними. Однак цей коефіцієнт у моделі націнки ІІ є меншим у абсолютному виразі, припускаючи повільнішу конвергенцію до довгострокової рівноваги порівняно з моделлю націнки І.
Серед факторів, що визначають короткострокову динаміку інфляції - лагове значення інфляції з досить високим значенням, що підтверджує висновки попередніх робіт про високу інертність інфляційного розвитку в Україні, зміни цін виробників з досить значним лагом у 4 квартали і зміни середньої заробітної плати, яка хоча і не є фактором довгострокового тренду інфляції, має важливе значення для пояснення її короткострокових змін. Вплив імпортованої інфляції виявився у короткостроковому періоді статистично незначущим.
Монетарні моделі
Як видно з аналізу базових взаємозв'язків між даними, грошова маса має дуже тісний зв'язок з інфляцію, тому для монетарних моделей в роботі використовується лише показник розриву грошей.
Таблиця 3.4 містить результати оцінки рівняння (7)
Таблиця 3.4
Результати оцінки монетарної моделі
| Фактор | Монетарна модель |
| Константа | 0.25 (2.28) |
| ∆cpit-1 | 0.31 (2.62) |
| ∆cpit-4 | 0.26 (2.38) |
| L_M3_GAP (-4) | 0.06 (1.66) |
| Інші статистики | |
| R2 | 0.32 |
| Скоригований R2 | 0.28 |
| S.E.E. | 0.53 |
| Jarque-Bera | 19.94 |
| White-Heteroskedasticity | 7.97 |
| Reset | 14.94 |
| DW | 1.96 |
Як і очікувалось, вплив монетарних показників на динаміку інфляції виявився дуже слабким, хоча і на межі 10% статистичної значущості. Вплив зростання розриву грошей на інфляцію є позитивним і оцінюється на рівні 0.06 п.п. з лагом у 4 місяці.
Крива Філліпса
Коефіцієнт при розриві випуску також виявився дуже низьким, але в межах 10% статистичної значущості. Його значення свідчить, що зростання розриву ВВП на 1 п.п. призведе до зростання місячної інфляції на 0.04 п.п. Коефіцієнт при лаговій інфляції дорівнює приблизно 0.4, що ще раз підтверджує досить високу інертність інфляційних процесів в Україні. Зміни у номінальних обмінних курсах виявились статистично незначущими для пояснення динаміки інфляції.
Для того, щоб розглянуті моделі були корисні у прогнозуванні, вони мають як мінімум переважати просту одномірну специфікацію, тобто ЛЯ(1) модель.
Таблиця 3.6
Результати оцінки AR(1) моделі
| Фактор | AR(1) |
| Константа | 0.33 (3.23) |
| ∆cpit-1 | 0.44 (3.66) |
| Інші статистики | |
| R2 | 0.19 |
| Скорегований R2 | 0.18 |
| S.E.E. | 0.57 |
| Jarque-Bera | 34.07 |
| White-Heteroskedasticity | 0.58 |
| Reset | 10.54 |
| DW | 1.99 |
Аналіз отриманих результатів дає змогу припустити, що всі теоретичні моделі є кращими за AR(1) модель. Серед теоретичних моделей результати можна показати, що моделі націнки мають кращі характеристики ніж монетарні моделі та крива Філліпса.
Результати діагностичних тестів показують, що похибки моделей задовольняють класичним припущенням. Зокрема, результати свідчать, що збурення моделей нормально розподілені, гомоскедастичні та незалежні з 99% рівнем значущості.
Порівняння прогнозів
Для порівняння прогнозних властивостей розроблених моделей була використана динамічна регресія з плаваючим періодом оцінки від 2007.01-2009.12, рухаючись на один місяць вперед кожний раз для побудови нового прогнозу.
Для оцінки точності прогнозів були використані найбільш популярні міри, зокрема корінь з середньої квадратичної похибки (RMSE) і середня абсолютна похибка (МАЕ).
Таблиця 3.7 містить похибки прогнозування. Результати показують, що всі теоретичні моделі кращі у прогнозуванні за просту одномірну AR(1) модель. Найкращі прогнозні властивості при цьому показала модель націнки І.
Таблиця 3.7
Висновок
Зростаюча увага до прийняття інфляційного таргетування в Україні як режиму монетарної політики підвищує важливість розуміння процесів інфляційної динаміки і її прогнозування. Ця робота розглядає прогнозні властивості моделей націнки, монетарні моделі, кривої Філліпса і простої AR(1)-моделі. Результати дослідження показали, що всі теоретичні моделі мають кращі характеристики та прогнозні властивості порівняно з AR(1) моделлю. Також результати оцінювання і прогнозні властивості демонструють, що найкращою моделлю для прогнозування інфляції виступає модель націнки.
Можна зробити висновок, що ці результати були досить очікуваними з погляду на розвиток інфляційних процесів і монетарну політику в Україні, що базувалась на стабільному обмінному курсі гривні до долару США. Досвід інших країн показує, що в майбутньому при більш активному переході до інфляційного таргетування і більш гнучкому обмінному курсі мають відбутися зміни у відносній важливості різних факторів інфляції. Якщо на сьогоднішній день більш важливими для формування інфляції є чинники собівартості, то в подальшому на перший план мають виходити показники сукупного попиту та монетарного дисбалансу.