Анализ неформальных механизмов финансирования и ценовых процессов в реальном секторе

Полученные нами результаты анализа российской экономики свидетельствуют, что в начальный период реформ сформировалась система неформальных финансовых взаимодействий субъектов реального сектора. Ее внешним проявлением стало доминирование в структуре финансирования предприятий источников, связанных с их взаимным коммерческим кредитованием, как правило, на долгосрочной основе (так называемые неплатежи).

При этом была выдвинута гипотеза о тесной взаимосвязи неплатежей с характером ценовых процессов в реальном секторе. Согласно этой гипотезе кооперативные неформальные взаимосвязи компаний обусловили доминирование стратегии «согласованного» ценообразования. Первой ее отличительной чертой является запаздывание в изменении отпускных цен на всех уровнях технологической цепочки относительно динамики покупательной способности в конечных производствах. Вторая черта - блокирование влияния избыточного роста затрат на энергоносители, сырье и материалы на цены конечной продукции за счет компенсационного наращивания объема неплатежей.

Анализ указанных процессов проводился с помощью статистических оценок взаимокорреляционных функций. Напомним, что они дают количественную характеристику интенсивности взаимосвязей тех или иных процессов. При этом расчет взаимокорреляционных функций позволяет статистически обоснованно установить величину периода запаздывания (лага) по критерию максимального значения коэффициента взаимной корреляции при различных временных сдвигах.

Взаимосвязь ценовой политики компаний реального сектора и динамики неплатежей в период спада оценивалась путем расчета взаимокорреляционных функций между отраслевыми индексами цен производителей промышленной продукции и индексом просроченной кредиторской задолженности с января 1994 г. по июль 1998 г.8 Результаты расчетов приведены в табл. 5.1. Как видно из представленных данных, на начальном этапе реформ цены отраслей топливно-энергетического и экспортоориентированного сырьевого комплекса оказывали прямое влияние на динамику задолженности промышленных предприятий.

Особенно значимым было воздействие цен на ресурсы (лаг - 2 месяца) и на нефть (лаг отсутствует). Несколько меньшую роль играли тарифы в электроэнергетике, цены на естественный газ и уголь, а также цены в топливной промышленности. Последний факт, на наш взгляд, свидетельствует о более высокой степени вовлеченности производителей указанных ресурсов в неформальные взаимоотношения в рамках реального сектора экономики.

При этом расчеты взаимокорреляционных функций свидетельствуют о минимизации инфляционного эффекта изменений цен в промышленности на фоне негативных тенденций производства и доминирования неденежных расчетов. Данные, представленные в табл. 5.2, однозначно указывают на наличие статистически значимого запаздывания влияния индекса потребительских цен на отпускные цены в реальном секторе.

Для цен производителей промышленной продукции временной лаг составил один месяц (г1 = 0,945). Аналогичный период запаздывания характерен для пищевой (г1 = 0,970), легкой (г( = 0,935), химической (г( = 0,881), нефтехимической (/ | = 0,951) и топливной промышленности (/•] = 0,855), а также машиностроения и металлообработки (г1 = = 0,938). На цены в промышленности строительных материалов и в черной металлургии наиболее сильное воздействие инфляция в потребительской сфере оказывает с временным лагом в три месяца. Коэффициенты взаимной корреляции (г3) соответственно равны 0,934 и 0,909. Максимальный период запаздывающего влияния индекса потребительских цен на цены производителей зафиксирован в электроэнергетике, где он составил четыре месяца (г4 = 0,831). В остальных отраслях изменение [1]

Таблица 5.1

Взаимокорреляционные функции при запаздывающем влиянии темпов роста цен ресурсов па динамику кредиторской задолженности в промышленности в период спада экономики

Период запаздывания (месяцы)

Индекс цен

0

1

2

3

4

5

6

7

Коэффициенты взаимной корреляции для периода запаздывания

На приобретение материально- технических ресурсов

0.413

0.482

0,537

0,403

0.348

0,387

0.219

0.209

На нефть

0,537

0.520

0,429

0,261

0.152

0.140

0.067

0.139

На естественный газ

0,342

0,190

0,236

0,097

0,032

0.129

0.043

0,081

На уголь

0,230

0,224

0,488

0,253

0,097

0,292

0,092

0,052

В электроэнергетике

0.408

0.440

0.435

0.188

0,155

0.232

0,086

0,178

В топливной промышленности

0,427

0,464

0.483

0,303

0,199

0,222

0,089

0,086

Таблица 5.2

В1аимоко[)реляционные функции динамики потребительских цен н цен в реальном секторе экономики в период спада экономики

Индекс цен

Период запаздывания (месяцы)

0

1

2

3

4

5

6

7

Коэффициенты взаимной корреляции для периода запаздывания

Индекс цен производителей

0.940

0.826

0.741

0.687

0.605

0.550

0.538

0.536

промышленной продукции

0,940

0.945

0,888

0.866

0,735

0,635

0,578

0,518

ТЭК

в электроэнергетике

0.634

0.521

0.486

0.492

0.490

0.528

0.542

0.557

0,634

0,670

0,692

0,813

0,831

0.660

0.686

0,584

в топливной

0.832

0.670

0.511

0.442

0.37 1

0.305

0.279

0.320

промышленности

0,832

0,855

0.808

0,716

0,540

0.449

0,360

0,315

Экспорт оор йен тиро ван ные сырьевые отрасли

в черной

0.856

0.804

0.761

0.714

0.687

0.671

0.693

0.688

металлургии

0,856

0,890

0.886

0,909

0,792

0,704

0,624

0,577

в цветной

0.854

0.804

0.782

0.792

0.646

0.591

0.601

0.551

металлургии

0,854

0,787

0,720

0,631

0,515

0,506

0,476

0,328

в химической

0.856

0.732

0.640

0.593

0.574

0.550

0.557

0.590

про мы тленности

0,856

0,881

0,847

0,843

0,814

0,670

0,517

0,476

в нефтехимической

0.914

0.847

0.776

0.687

0.615

0.588

0.582

0.587

промышленности

0,914

0,951

0,878

0,834

0,778

0,685

0,596

0,518

в лесной, деревообрабатывающей

0.942

0.862

0.795

0.741

0.685

0.636

0.599

0.591

и целлюлозно-бумажной

0,942

0,937

0,888

0,836

0,738

0,651

0.569

0.521

про мы ш лен но сти

Продолжение

Индекс цен

Период запаздывания (месяцы)

0

1

2

3

4

5

6

7

Коэффициенты взаимной корреляции для периода запаздывания

Отрасли инвестиционного назначения

в промышленности строительных

0.864

0.732

0.665

0.614

0.537

0.519

0.530

0,568

материалов

0,864

0,902

0,907

0,934

0,870

0,799

0,756

0,712

в машиностроении

0.921

0.798

0.730

0.663

0.570

0.513

0.497

0.492

0,921

0,938

0,853

0,871

0,742

0,621

0,564

0,508

Отрасли, ориентированные на потребительский спрос

в легкой

0.932

0.917

0.879

0.800

0.690

0.594

0.557

0.536

промышленности

0.932

0.935

0,792

0.796

0.676

0,621

0,591

0,575

в пищевой

0.957

0.890

0.801

0.727

0.626

0.528

0.470

0.449

промышленности

0,957

0,970

0,822

0,715

0,591

0,499

0,476

0.487

Примечание. Значения коэффициентов взаимной корреляции даны в виде дроби: первая цифра (в числителе) выражает коэффициент взаимной корреляции при влиянии цен реального сектора на индекс потребительских цен; вторая цифра (в знаменателе) - при влиянии индекса потребительских цен на цены в реальном секторе.

отпускных цен в январе 1994 - июле 1998 гг. происходило синхронно динамике индекса потребительских цен (для лесной, деревообрабатывающей и целлюлозно-бумажной промышленности г0 = 0,942, для цветной металлургии г0 = 0,854).

Исследование запаздывающего изменения цен в реальном секторе по отношению к потребительским ценам позволяет косвенно оценить период, начиная с которого система неформальных финансовых взаимоотношений в реальном секторе экономике стала оказывать влияние на конкурентные позиции российской промышленности. Статистические расчеты свидетельствуют, что точкой отсчета стал 1994 г., когда развитие неденежных расчетов позволило российским предприятиям перейти к «консервации» издержек, выразившейся в отставании динамики отпускных цен от цен потребительского сектора (табл. 5.3).

Таким образом, наша исходная гипотеза о доминировании «согласованной» стратегии ценообразования на всех уровнях технологических цепочек реального сектора экономики в условиях спада нашла свое подтверждение. Объяснение обнаруженной зависимости цен в реальном и потребительском секторах, очевидно, следует искать в рамках процесса принятия предприятиями решений по вопросам ценообразования. В условиях спада производства предприятия признают только один вариант-увеличение цен на продукцию, которое, во-первых, не угрожает их «выживанию», а во-вторых, характеризуется «нулевым» эффектом с точки зрения нарастания неплатежей. Это означает, что повышение отпускных цен должно происходить лишь после увеличения их уровня на потребительском рынке и в пределах, соответствующих росту покупательной способности конечных потребителей.

Определенное исключение составляют производители, у которых платежеспособный спрос на продукцию и услуги относительно неэластичен и практически не сократился в условиях перехода к рынку (это в первую очередь относится к отраслям ТЭКа и экспортоориентированного сырьевого комплекса). Как правило, такие производства способны увеличивать цены на свою продукцию и услуги, не опасаясь, что в результате этого произойдет сокращение спроса. Однако результатом подобных действий становится главным образом возрастание объема низколиквидных обязательств. Поэтому возможное воздействие динамики цен названных производств на потребительские цены в условиях негативных изменений хозяйственной активности почти полностью нивелируется.

Таблица 5.3

Взаимокорреляционныс функции при запаздывающем влиянии темпов роста потребительских цен на индекс цен производителей промышленной продукции

Период

Период запаздывания (месяцы)

0

1

2

3

4

5

6

7

Коэффициенты взаимной корреляции для периода запаздывания

1992-1993 гг.

0,774

0.280

0,043

-0.059

-0,142

-0.548

-0,621

-0,240

1992-1995 гг.

0,890

0,726

0,623

0,577

0.476

0,242

0,146

0,232

1992 - июль 1998 гг.

0,879

0,812

0,765

0,748

0,768

0,672

0.635

0.676

1994 - июль 1998 гг.

0,940

0,945

0,888

0,866

0,735

0,635

0,578

0,518

Это позволяет сделать вывод, что в условиях начального этапа становления рыночной системы в отечественной промышленности сформировался довольно специфический тип ценовой политики. С одной стороны, он сыграл ключевую роль в выживании большинства технологических цепочек в условиях их адаптации к новым условиям хозяйствования. Однако, с другой стороны, по причине прямого влияния на динамику неплатежей его функционирование сопровождалось финансовыми потерями не только ТЭКа и экспортоориентированного сырьевого комплекса, но и компаний, ориентированных на инвестиционный и внутренний потребительский спрос.

Обратимся теперь к исследованию неформальных механизмов финансирования реального сектора при переходе к росту национального хозяйства. Главной особенностью указанного этапа стало резкое падение жесткости спросовых и финансовых условий отечественных производителей. В результате объем неплатежей сократился до минимума, что привело к снижению потребности в соблюдении предприятиями неформальных договоренностей по поводу согласованной ценовой политики в технологических цепочках.

В табл. 5.4 приведены взаимокорреляционные функции индекса потребительских цен и ценовых индексов в реальном секторе в условиях экономического роста (октябрь 1998 - декабрь 2001 гг.) и кардинального снижения значимости неденежных платежей. Характер ценовых процессов в этот период резко изменился. Во-первых, динамика цен производителей в отраслях топливно-энергетического комплекса, а также в промышленности строительных материалов больше не связана с изменениями инфляции на потребительском рынке, что выразилось в низких значениях коэффициентов их взаимной корреляции. Во-вторых, для цен производителей промышленной продукции произошло снижение влияния индекса потребительских цен (/ | = 0,654) относительно условий спада (см. табл. 5.4), хотя период запаздывания остался равным одному месяцу. Другими словами, окончательного разрушения системы неформального согласования ценовой политики в рамках технологических цепочек не произошло, хотя сфера ее влияния и эффективность существенно сократились.

На уровне отдельных отраслей также прослеживается изменение характера ценовой динамики. Индекс потребительских цен оказывает наибольше воздействие на цены производителей в пищевой промышленности (rQ = 0,862), машиностроении (/ ] = 0,819) с лагом в один месяц, а также в легкой промышленности (г, = 0,777) с лагом в два месяца (см. табл. 5.4).

Чуть меньше влияние потребительской инфляции на динамику отпускных цен в отраслях-экспортерах. В лесной, деревообрабатывающей и целлюлозно-бумажной промышленности (tj = = 0,764), а также цветной металлургии j = 0,739) период запаздывания составляет один месяц. В химической и нефтехимической промышленности он достигает двух (г2 = 0,559), а в черной металлургии - пять месяцев (/'5 = 0,541).

Надо отметить, что превращение ценовой политики в один из элементов неформального взаимодействия предприятий делает невозможным в России применение в чистом виде стандартных для развитой рыночной экономики показателей инфляции. Причина заключается в том, что они не отражают существование особых форм ценовой динамики в реальном секторе: «согласованного» изменения уровня цен производителей и «скрытой» инфляции, реализуемой в виде прироста задолженности в экономике.

Проблему учета всех «открытых» ценовых процессов можно решить с помощью официального показателя инфляции - дефлятора ВВП, который отражает динамику цен на все товары и услуги, производимые в национальном хозяйстве. Однако этот показатель не снимает проблемы оценки «скрытой» инфляции, кроме того, он характеризуется крайне низким уровнем оперативности. Дефлятор ВВП требует длительной обработки значительного объема статистической информации, поэтому его расчеты в лучшем случае основываются на квартальных показателях. Использование дефлятора ВВП в условиях российской экономики, имеющей относительно короткую историю развития, зачастую оказывается невозможным просто из-за несоблюдения минимальных требований к размеру временных рядов.

Другой официальный показатель инфляции - индекс потребительских цен. Количественная оценка инфляции с помощью этого индекса вполне оправдана для рыночной экономики, так как ценовые процессы во всех ее секторах сбалансированы. В российских условиях ситуация иная. Рост цен в технологических цепочках отстает от движения индекса потребительских цен с определенным лагом, поэтому индекс потребительских цен не отражает динамику цен в реальном секторе экономики, фиксируя лишь спро- совую составляющую инфляции в сфере потребления.

Таблица 5.4

Взаимокорреляциоиные функции динамики потребительских цен и цен в реальном секторе

экономики в период роста экономики

Период запаздывания (месяцы)

Индекс цен

0

1

2

3

4

5

6

7

Коэффициенты взаимной корреляции для периода запаздывания

Индекс цен производителей промышленной продукции ТЭК

0,565

0,654

0,546

0,434

0,406

0,372

0,382

0,432

в электроэнергетике

-0,248

-0,011

0,007

-0,248

-0,254

-0,233

-0,230

-0,300

в топливной промышленности Экспорт оор цент про ванные отрасли

0,142

0.157

0,106

0,169

0,235

0,316

0,372

0,460

в черной металлургии

0,249

0,400

0,458

0,503

0,485

0,541

0,499

0,494

в цветной металлургии

0,543

0,739

0,515

0.402

0.422

0,217

0,135

0.090

в химической и нефтехимической промышленности

0,523

0,559

0.478

0,359

0,345

0.140

0,091

0,138

в лесной, деревообрабатывающей и целлюлозно- бумажной промышленности Отрасли инвестициоиного назначения

0.736

0,764

0.761

0.641

0.591

0,534

0,391

0,387

в промышленности строительных материалов

-0,015

0,080

-0,031

-0,074

-0,088

-0,079

0,082

0,355

в машиностроении Отрасли, ориентированные на потребительский спрос

0,696

0,819

0,611

0,481

0,475

0,323

0,232

0,302

в легкой промышленности

0,693

0,748

0,777

0,596

0,383

0,298

0,229

0,315

в пищевой промышленности

0,862

0.845

0.747

0,629

0.499

0,375

0,369

0,545

В качестве более точного показателя инфляции в условиях доминирования превращенных форм ценообразования предприятий представляется целесообразным использовать агрегированный индекс инфляции [145]. Он учитывает количественные показатели, отражающие возможности «согласованного» повышения цен предприятиями (индекс потребительских цен), прямые показатели инфляции в сфере производства (индекс цен производителей промышленной продукции, индекс цен в капитальном строительстве, индекс тарифов на грузовые перевозки) и индекс роста просроченной кредиторской задолженности за соответствующий период как характеристику «скрытой» составляющей повышения цен. С помощью агрегированного индекса инфляции все изменения в экономике, происходящие в течение данного периода времени, т.е. все составляющие инфляционного процесса, получают количественное отражение.

Агрегированный индекс инфляции у выражен через линейную комбинацию показателей, отражающих структурные элементы инфляции:

где лj - показатели, отражающие структурные элементы инфляции;

Wj - веса, с которыми показатели входят в агрегированный индекс.

Для определения весов был использован подход, основанный на расчете весов показателей по коэффициентам парной корреляции между ними [14, с. 23].

Если г(/ - коэффициент парной корреляции между /- м и j- м показателями (ij = 1, 2,..., л), то веса определяются по формуле

Таким образом, сумма коэффициентов парной корреляции каждого показателя с остальными соотносится с общей суммой коэффициентов по всей матрице коэффициентов парной корреляции. Так как последняя отражает взаимосвязь между всеми частными индексами, полученные величины и'- показывают удельный вес каждого показателя в общей величине агрегированного индекса инфляции. В результате, соответственно взвешивая частные индексы за каждый месяц, можно иметь достаточно полное представление об инфляционном процессе в целом.

С помощью расчетов взаимокорреляционных функций между индексами потребительских цен, цен производителей промышленной продукции, цен в капитальном строительстве, тарифов на грузовые перевозки и просроченной кредиторской задолженности в январе 1994 - декабре 2001 гг. были получены веса показателей, вошедших в агрегированный индекс инфляции. Они находятся в пределах 0,171-0,228. Не составляет исключение и индекс потребительских цен, вес которого в итоговом показателе равен 0,187.

Если рассматривать динамику рассчитанного индекса инфляции в сравнении с изменениями индекса потребительских цен, принятого в настоящее время в качестве официального показателя инфляции, то, несмотря на сходство в описании общей направленности инфляционного процесса (г() = 0,734), становится очевидной довольно существенная разница в их оценках (рис. 5.1).

Динамика агрегированного индекса инфляции и индекса потребительских цен на товары и услуги, % к предыдущему месяцу

Рис. 5.1. Динамика агрегированного индекса инфляции и индекса потребительских цен на товары и услуги, % к предыдущему месяцу

Однако вернемся к анализу изменений, произошедших в характере финансирования компаний реального сектора с переходом от экономического спада к росту. Наглядно их характеризуют статистические оценки сбалансированности траекторий изменения различных экономических показателей на отраслевом уровне. Они получены с помощью расчета коэффициента конкордации, который представляет собой оценку средней степени синхронности динамики того или иного индикатора в отраслях промышленности.

Исследование проводилось для следующих отраслевых показателей:

  • неформальных механизмов финансирования - индекс цен производителей и объем просроченной кредиторской задолженности;
  • использования рыночного финансирования - объем задолженности по кредитам и займам;
  • динамики производства - индекс промышленного производства;
  • обеспеченности финансовыми ресурсами - объем денежных средств, объем оборотных средств и сальдированный финансовый результат.

Расчеты проводились на основе помесячных темпов роста выделенных индикаторов для периода спада (январь 1994 - июль 1998 гг.) и периода роста экономики (октябрь 1998 - декабрь 2001 гг.)[2].

Для расчета коэффициента конкордации отраслевые индексы выбранного индикатора (всего рассматривалось 10 отраслей) ранжируются в пределах каждого месяца. Если два или более индекса одинаковы, то им присваивается одинаковый ранг.

Коэффициент конкордации (IV) рассчитывался по формуле

где п - число месяцев;

/и - число отраслевых индексов выбранного показателя (т = 10);

где I - число одинаковых рангов, присвоенных отраслевым индексам выбранного показателя для каждого месяца;

л'у - ранг /'-го индекса, присвоенный ему в /-м месяце.

В случае полной синхронности отраслевых траекторий изменения выбранного показателя коэффициент конкордации равен 1, при ее отсутствии он равен 0. Таким образом, значение коэффициента конкордации лежит в пределах: 0 < IV < .

Для оценки значимости коэффициентов конкордации используется критерий Пирсона (у}), который подчиняется ^-распределению с числом степеней свободы т - 1. Критерий Пирсона рассчитан по формуле

Если вычисленное значение у} больше табличного для соответствующего числа степеней свободы, то нулевую гипотезу о случайности в синхронности отраслевых траекторий изменения выбранного показателя следует считать отвергнутой.

Анализ данных, представленных в табл. 5.5, свидетельствует, что в период спада экономики синхронность отраслевых траекторий изменения показателей неформального финансирования существенно превышала уровень согласованности динамик остальных индикаторов деятельности промышленности. Коэффициент конкордации для индекса цен производителей промышленной продукции практически приблизился к 1, составив 0,856. Для объема просроченной кредиторской задолженности коэффициент конкордации несколько ниже, однако все равно существенный - 0,487. Последние две цифры особенно показательны в сравнении с синхронностью изменения отраслевых уровней задолженности по кредитам и займам, а также объемов денежных и оборотных средств. В первом случае коэффициент конкордации едва превысил 0,109, во втором и третьем - 0,253 и 0,361 соответственно. Очевидно, это является достаточно убедительным доказательством доминирования на этапе спада экономики неформальных способов финансирования, а также крайней неоднородности условий взаимодействия субъектов финансового и реального секторов в разрезе отдельных отраслей.

Таблица 5.5

Результаты статистического анализа синхронности изменений хозяйственных показателей в отраслях промышленности (январь 1994-декабрь 2001 гг.)

Период спада

Период роста

Показатели

коэффициент

конкорда-

ции

критерий

Пирсона*

коэффициент

конкор-

дации

критерий

Пирсона

Показатели неформальных механизмов финансирования

Индекс цен производителей

0,856

453,551

0,474

180,001

промышленной продукции Объем просроченной креди-

0,487

258,060

0,259

98,355

горской задолженности

Показатели использования рыночного финансирования

Объем задолженности

0,109

31,652

0,165

62,830

по кредитам и займам

Показатели динамики производства

Индекс промышленного

0,354

187,409

0,366

139,037

производства

Показатели обеспеченности финансовыми ресурсами

Объем денежных средств

0,253

140,775

0,137

52,063

Объем оборотных средств

0,361

104,757

0,377

2,997

Сальдированный финансовый

н/д

н/д

0,119

39,395

результат

* Величина уу та6л 16,919 (п

ш 5%-ном уровне значимости).

Статистическое исследование синхронности отраслевых траекторий хозяйственного развития подтверждает вывод и о снижении значимости неформальных механизмов с переходом к экономическому росту. Коэффициент конкордации индекса цен производителей, рассчитанный для условий роста (см. табл. 5.5), упал до 0,474, объема просроченной кредиторской задолженности - до 0,259, что почти вдвое ниже уровня, характерного для условий спада. При этом, однако, синхронность отраслевых процессов привлечения рыночного финансирования и сбалансированность распределения финансовых ресурсов в промышленности практически не изменились.

Таким образом, переход к экономическому подъему лишь усугубил дифференциацию финансовых возможностей отраслей промышленности. Причем масштаб этих изменений мало связан с производственной динамикой. Уровень синхронности отраслевых траекторий выпуска продукции на протяжении всего рассматриваемого периода оставался примерно без изменений: в условиях спада - 0,354, на этапе экономического роста - 0,366.

Столь значительные расхождения в согласованности показателей динамики производства, обеспеченности финансовыми ресурсами, использования рыночного и неформального финансирования отражают общий нестабильный характер функционирования российской экономики. В условиях высокой зависимости от внешней экспортной конъюнктуры любое негативное изменение в хозяйственной динамике топливно-энергетического и экспортоориентированного сырьевого комплексов обусловливает резкое сжатие инвестиций промышленности, а затем дополняется уменьшением рыночного финансирования реального сектора. В результате наибольшее сокращение финансовых ресурсов происходит в отраслях, балансирующих на грани выживания - отраслях инвестиционного назначения и ориентированных на внутренний потребительский спрос. В этих отраслях финансовые возможности для осуществления модернизации уменьшаются, что вынуждает предприятия обращаться к неформальным способам привлечения ресурсов. Итогом указанных процессов являются несбалансированность отраслевых траекторий хозяйственного развития и как следствие значительные изменения в структуре совокупного выпуска продукции и распределения финансовых ресурсов промышленности.

  • [1] За 1992-1993 гг. мы не располагаем данными о характере динамикиотраслевых индексов цен производителей промышленной продукции.
  • [2] хх В связи с доступностью данных коэффициент конкордации по показателям рыночного финансирования и обеспеченности финансовыми ресурсами рассчитывался с января 1996 г. (по сальдированному финансовому результату - лишь с марта 1999 г.).
 
Посмотреть оригинал
< Пред   СОДЕРЖАНИЕ ОРИГИНАЛ   След >