Бөлімше Көлемі, бет Ақша-кредит саясатының жəне оны талдау тəсілдерінің дамуы
жүктеу/скачать 0,73 Mb. Pdf көрінісі
|
- Бұл бет үшін навигация:
- Экономика жəне қаржы нарығы: аймақтық аспектілер
- Өзекті етілген модельдер бойынша есептеулердің нəтижелері
- 2. Векторлық авторегресиялық модельдерді (VAR-модельдерді) құру.
| Теруге: Редактор Г.Айманбетова «Экономикалық шолу» шығарылымының мазмұны №4, 2006 № Мақаланың атауы Автор Бөлімше Көлемі, бет Ақша-кредит саясатының жəне оны талдау тəсілдерінің дамуы 1. Трансмиссиялық тетік моделін жəне PSTAR моделін одан əрі жетілдіру жəне өзекті ету туралы Қоңырбаева Б.М. ЗСД 3 2. Векторлық авторегресиялық модельдерді (VAR-модельдерді) пайдаланумен инфляция факторларын талдау Қоңырбаева Б.М. ЗСД 18
Экономика жəне қаржы нарығы: аймақтық аспектілер 3. Қазақстан тəуекелсіздігінің 15 жылы ішіндегі атырау облысының банк мекемелерінің даму көрсеткіштері
Құлбарақов Қ. Атырау филиалы
6 4. Павлодар облысындағы сыртқы экономикалық қызмет: 2006 жылғы 9 айдың қорытындысы бойынша
Нукина Г.К. Павлодар филиалы
4 5. Астана қ. валюта нарығын талдау Баймагамбетов Д.Ш. Орталық филиал 3 Экономика жəне қаржы нарығы: аймақтық аспектілер 6. 2006 жылдың 3 тоқсанында Қазақстан Республикасы өңірлерінің əлеуметтік- экономикалық дамуы (ҚРҰБ аумақтық филиалдары есептерінің негізінде)
Сыдықова Қ.С. ЗСД 9 7. Қарағанды облысында тұрғын үй құрылысының жəне ипотекалық кредиттеудің қорытындысы Спатаева Н. Араева Е. Карағанды филиалы 4 кəсіпорындардың мониторингі
Түлепов Қ. Қызылорда филиалы
4 Всег о 51 2
АҚША-КРЕДИТ САЯСАТЫНЫҢ ЖƏНЕ ОНЫ ТАЛДАУ ТƏСІЛДЕРІНІҢ ДАМУЫ Трансмиссиялық тетік моделін жəне PSTAR моделін одан əрі жетілдіру жəне өзекті ету туралы
Б. М. Қоңырбаева Қазақстан Республикасының Ұлттық Банкі Зерттеу жəне статистика департаментінің стратегия жəне талдау басқармасы бастығының орынбасары
шеңберінде Экономикалық шолудың алдыңғы номерлерінде жарияланған ақша-кредит саясатының трансмиссиялық тетік моделі жəне инфляциялық қысымды болжаудың PSTAR моделі əзірленген болатын. «Ақша-кредит саясатының 2007-2009 жылдарға арналған негізгі бағыттары» деген бағдарламалық құжаттың əзірленуіне байланысты осы модельдерді жетілдіру жəне өзекті ету жөніндегі жұмыс жалғастырылды. Трансмиссиялық тетік моделінің өзгеруі үш түрлі себепке байланысты туындады. Біріншіден, Ұлттық Банк экзогенді айналмалы ретінде осы модельге кіретін репо ставкасын белгілеуді уақытша тоқтатты. Екіншіден, ең төменгі резервтік талаптардың (ЕРТ) жаңа ережесі енгізілді. Үшіншіден, Ұлттық қордың активтерін конвертациялау жəне қайта конвертациялаудың жаңа ережесі қабылданды, Ұлттық Банк оған сəйкес Ұлттық қордың қаражатын конвертациялауды Ұлттық Банктің алтынвалюта активтерінен Қаржы министрлігіне шетел валютасын сату есебінен ғана емес, сонымен қатар валюта нарығында нарықтық бағам бойынша шетел валютасын сатып алу есебінен де жүзеге асырады. Сондықтан, 2005 жылы пайдаланылған модельмен салыстырғанда, трансмиссиялық тетік моделіне мынадай өзгерістер енгізілді. Біріншіден, экзогенді айналмалы ретіндегі репо ставкасының орнына қайта қаржыландыру ставкасы ендірілді. Екіншіден, ЕРТ есептеу əдісінің өзгеруіне байланысты, «ЕРТ» пайыздық көрсеткішінің орнына түзетілген көлемді «ЕРТ» көрсеткіші пайдаланылды. Түзетудің мəні мынада: 2006 жылғы шілдеге дейін ЕРТ көлемінің орнына резервтік активтер көлемі, ал 2006 жылғы шілдеден бастап міндетті резервтер көлемі алынды. Пайыздық көрсеткішті көлемдік көрсеткішке ауыстыру бір көрсеткіштің орнына 2 пайыздық көрсеткіштің (6% и 8%) ендірілуімен, ал міндетті резервтер бойынша деректер бөлігін жиынтық активтерге ауыстыру жаңа ЕРТ ережесі енгізілгеннен кейін міндетті резервтердегі күрт өзгерісті бəсеңдету қажеттілігімен байланысты. Үшіншіден, «ҚҰБ валюта интервенциясы» деген көрсеткіштің орнына Ұлттық қордың қаражатын конвертациялау үшін пайдаланылған валюта сомаларын «тазарту» арқылы валюта интервенциясынан алынған «түзетілген ҚҰБ валюта интервенциясы» деген көрсеткіш қарастырылды. Мұндай операцияға жол беріледі, себебі Ұлттық қордың қаражатын конвертациялау үшін валюта сатып алу шын мəнісінде мұнай жəне өзге кəсіпорындардың салықтарды төлеу үшін биржада сатқан валютасын реттеу болып табылады, сондықтан да ол теңге бағамының өзгеруіне ықпал етпеуі тиіс. Үш жаңа көрсеткішті енгізу модельде тек ақша базасының теңдеуін ғана өзгертті, басқа теңдеулер шын мəнісінде өзгерген жоқ. RM үшін жаңа теңдеу 1-кестеде көрсетілген, мұнда: CIRCNOTE – айналыстағы ноталар көлемі, CIRCBONDMF – ҚМ-ның айналыстағы МБҚ көлемі, DEPOZITINBWU – банк жүйесіндегі депозиттер көлемі, 3 WAGE – ел бойынша орташа айлық жалақы (айналыстағы қолма-қол ақша үшін инструменталды айналмалы болып табылады), DEPBWUNBK – банктердің ҚҰБ-дағы депозиттері, REF_RATE – ресми қайта қаржыландыру ставкасы, INT_CONV_VAL – Ұлттық қордың қаражатын, жалақыны (айналыстағы қолма-қол ақшаның көрсеткіші ретінде) конвертациялау үшін валюта сатып алуды есептемегендегі ҚҰБ валюта интервенциясы, MRT_VOL_ADJ – міндетті резервтердің түзетілген көлемі, DLOG –логарифмнің бірінші айырымының операторы, D - бірінші айырымның операторы. Жүргізілген тестілер авторегрессияны, гетероскедастикалылықты, көпше корреляция
болуын, сондай-ақ коэффициенттердің тұрақтылығын көрсетпейді. Қалдықтардың қалыптылылығына арналған тест керемет нəтижелерді көрсетті: skewness асимметрия коэффициенті (-)0,19-ға тең, ал тығыздықтың асуы (сүйірлік) көрсеткіші – kurtosis 2,94-ке тең, бұл қалыпты бөлудің тиісті стандартты көрсеткіштеріне (0 жəне 3) өте жақын. Бұл теңдеу банк жүйесіндегі депозиттер жəне жалақы (айналыстағы қолма-қол ақшаның көрсеткіші ретіндегі) көлемінің ақша базасы икемділігінің жоғарғы оң коэффициенттерін (0,5) көрсетеді, ақша базасының анықтамасына сүйенсек, бұл қалыпты жағдай. Айналыстағы ноталар, банктердің ҚҰБ-дағы депозиттері көлемінің ықпалын модель бірдей (икемділік коэффициенті 0,02-0,03) бағалайды. Ресми қайта қаржыландыру ставкасы ақша базасына азырақ ықпал етеді (0,01). Модель міндетті резервтердің ықпалын шамалы (0,002) деп бағалайды. Валюта интервенциясы резервтік ақшаға мейлінше елеулі ықпал (0,7) етеді (Ұлттық қор үшін валюта сатып алуды қоспағанда).
1-кесте Dependent Variable: DLOG(RM)
Method: Least Squares
Date: 10/10/06 Time: 17:26
Sample: 1998Q1 2005Q4
Included observations: 32
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. DLOG(CIRCNOTE(-3)) 0.028694 0.015884 1.806490 0.0845 DLOG(DEPOZITINBWU) 0.511921 0.112855
4.536079 0.0002 DLOG(CIRCBONDMF(-4)) -0.111226 0.052062 -2.136396 0.0440 DLOG(WAGE(-4)) 0.545264 0.162926
3.346687 0.0029
DLOG(DEPBWUNBK(-4)) 0.021317 0.009577
2.225819 0.0366 -D(REF_RATE(-4)) 0.013266 0.004978 2.664939 0.0141 D(INT_CONV_VAL(-3)) 0.073337 0.048669 1.506860 0.1461 D(MRT_VOL_ADJ) 0.002489 0.001557
1.599201 0.1240
DUMMY2003Q2 0.156412 0.066794
2.341688 0.0287
DUMMY2005Q1 -0.120609 0.089613
-1.345887 0.1920
R-squared 0.853314 Mean dependent var 0.054640 Adjusted R-squared 0.793306 S.D. dependent var 0.144045
S.E. of regression 0.065488 Akaike info criterion -2.363588 Sum squared resid 0.094351 Schwarz criterion -1.905546 Log likelihood 47.81741 Durbin-Watson stat 2.362169
Көрсетілген құрылымдық өзгерістерден басқа трансмиссиялық жəне PSTAR моделі 2006 жылдың алғашқы үш тоқсанындағы деректер үшін өзекті болды. 4
кезеңде ЖІӨ-нің жəне айналыс жылдамдығының олардың ықтимал деңгейлерінен ауытқуы арқылы өлшенетін күшті инфляциялық қысымның сақталатынын көрсетеді (2-сурет). Трансмиссиялық тетік моделі бойынша болжамдарды есептеу үшін орташа мерзімді кезеңде əлемдік экономиканың өсу қарқыны мен əлемдік тауар нарықтарын конъюнктурасының өсу қарқыны Елдің 2007-2009 жылдарға арналған əлеуметтік- экономикалық дамуының орташа мерзімді жоспарының өлшемдеріне сəйкес келетін Қазақстан экономикасының дамуына қолайлы болады деген төмендегідей болжамдар пайдаланылды. Трансмиссиялық тетік моделі бойынша есептеулер ақша-кредит саясатының көрсеткіштерін тиісті дəрежеде таңдау, атап айтқанда, ресми қайта қаржыландыру ставкасын таңдау, қысқа мерзімді ноталар шығару, депозиттер тарту, ең төменгі резервтік талаптардың нормативтерін белгілеу арқылы жылдық инфляцияны 7,4%-7,6%-ға дейін төмендетуге болады, бұның бір жылдағы орташа есептелген баламасы 7,4-7,5-ке тең (3-сурет). 2-сурет
3-сурет
болжамы 7,0 7,0 8,5 7,0 10,0 11,4 11,7 5,0 5,0 5,0 6,9 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 2006 2007 2008 2009 пайыз ƏЭД_06-09 (жоғарғы, орташа алғ. бір жылда) алғ ) inf_pstar, жел. жел-мен салытырғанда ƏЭД_06-09 (төменгі, орташа алғ. бір жылда) Трансмиссиялық модель бойынша 2007-2009 жылдарға арналған инфляция болжамы
7,5 7,4 7,6 7,0 8,5 7,0 7,0 7,5 7,4 8,6 7,4 6,0 6,5 7,0 7,5 8,0 8,5 9,0 2006 2007 2008 2009 пайыз ағымдағы, жел-ды жел-мен салыстырғанда ƏЭД_06-09 (жоғарғы, орташа алғ. бір жылда) ағымдағы, орташа алғ. бір жылда 5
Еңбекте инфляция жəне инфляциялық қысым болжамының 2007-2009 жылдарға арналған нəтижелері келтірілді.
АҚША-КРЕДИТ САЯСАТЫНЫҢ ЖƏНЕ ОНЫ ТАЛДАУ ТƏСІЛДЕРІНІҢ ДАМУЫ Векторлық авторегресиялық модельдерді (VAR-модельдерді) пайдаланумен инфляция факторларын талдау Қоңырбаева Б. М., Қазақстан Республикасы Ұлттық Банкінің Зерттеу жəне статистика департаменті стратегия жəне талдау басқармасы бастығының орынбасары
Орта мерзімді кезеңге инфляция болжамын құру үшін Ұлттық Банкте ақша-кредит саясатының трансмиссиялық механизмінің моделі қолданылады. Трансмиссиялық модель АКС құралдарының инфляцияға əсер етуінің мынадай заңдылықтарын көрсетеді. Ақша- кредит саясаты құралдарының инфляцияға əсер етуі бірқатар аралық құралдар арқылы жанама түрде жүзеге асырылады. Ақша-кредит саясатының құралдары ақша базасына тікелей əсер етеді. Ақша базасының өсуі ақша массасының мультипликативтік ұлғаюына əкеп соғады. Ақша массасының өсуі инфляция əсер етеді. Ақша массасымен бір мезгілде инфляцияға ақша-кредит саясатының құралдары болып табылмайтын көрсеткіштер де əсер ететін атап өткен дұрыс. Мысалы, модельдің негізгі теңдеуіне сəйкес инфляцияға ақша массасымен қатар импорттық бағалардың индексі, жеке тұлғаларға бюджеттен трансферттер, ел бойынша орташа айлық жалақы, номиналдық айырбас бағамы, жалпы ішкі өнім, банктердің экономикаға кредиттері, сондай-ақ мұнайдың əлемдік бағалары (бензин бағасының əсері арқылы) əсер етеді. Инфляция теңдеуі түрлендірулерінің трансмиссиялық модель құрамына кіретін бірінің мынадай түрі бар:
INFSA = 0.020*INFSA(-3) + 2.24*DLOG(INDIMPRICE(-3)) + 0.66*DLOG(BUDJ_FIZ_TRANS) + 6.04*DLOG(WAGE(-1)) + 2.17*DLOG(M3(-5)) + 0.033*D(EXRATE(-4)) - 1.94*DLOG(GDP(-3)) + 0.16*D(OILPRICEWORLD) + 11.68*DLOG(KREDECON) + 8.79*DUMMY1999Q2 - 0.34 (1)
мұндағы: INFSA – маусымдық реттелген инфляция, M3 - ақша массасы, INDIMPRICE - импорты бағалар индексі, BUDJ_FIZ_TRANS - жеке тұлғаларға бюджеттен трансферттер, WAGE - ел бойынша орташа айлық жалақы, EXRATE – теңге номиналдық айырбас бағамы, 6 GDP - жалпы ішкі өнім, KREDECON - банктердің экономикаға кредиттері, OILPRICEWORLD - мұнайдың əлемдік бағалары, DLOG (.) – аргумент логарифмінен айырым операторы, D (.) - айырым операторы, DUMMY1999Q2 – теңгенің 1999 жылғы сəуірдегі еркін өзгермелі бағамын енгізуден күйзелістің əсерін болдырмайтын жалған айнымалы. Ақша-кредит саясатының трансмиссиялық механизмінің моделі ақша-кредит саясаты құралдарының инфляцияға əсер етуін бағалау құралы ретінде де пайдаланылады. Трансмиссиялық механизм моделінің негізгі мақсаты оңтайлы ақша-кредит саясатына қатысты тұжырым алу болып табылатынын атап өткен дұрыс. Бір макроэкономикалық көрсеткіштердің басқа макроэкономикалық көрсеткіштердің экономикалық күйзелісіне əсер етуін анықтау үшін векторлық авторегресиялық модельдер (VAR-модельдер) дəл келеді. Ақша-кредит саясатына қатысты, VAR-тəсілдің негізгі рөлі инфляцияның кейбір макроэкономикалық көрсеткіштердің инновацияға (күйзеліске, өзгеріске), бұл ретте ереже өзгермейді; жəне саясат ережелерінің өзгерісіне əсер етуін талдаудан тұрады.
Векторлық авторегресиялық модельдер – бұл əрбір эндогендік айнымалының ағымдағы мəндерін барлық эндогендік айнымалылардың ағымдағы жəне өткен мəндерімен (лагтарымен) байланыстыратын динамикалық сызықтық модельдер. Əрбір теңдеу бөлек құрылатын жəне осы теңдеу үшін лагтардың оңтайлы саны кіретін эконометриялық модельден айырмашылығы, VAR-модельдерде лагтардың саны теңдеулердің барлығы үшін бірдей. Осы себеп бойынша VAR-модельдерді тікелей түсіндіру қиын. Сондықтан VAR- модельдер бағаланған коэффициенттер матрицаларының кейбір функцияларының көмегімен ұсынылады, əдетте бұл импульстерге əсер ету (жауап қату) жəне болжам қатесінің дисперсиясын жіктеу функциясы. VAR-модельдің 3 нысаны бар: келтірілген, рекурсивтік жəне құрылымдық, олардың оларды құру күрделігінің əртүрлі дəрежесімен айырмашылығы бар. Қарапайым (келтірілген) VAR-модельге оң жақ бөлігінде тек экзогендік ретінде таңдалған айнымалылардың лагтары ғана кіреді. Яғни, келтірілген нысан əрбір эндогендік айнымалыны қатенің сериялық өзара байланыстырылмаған мүшесін қосқандағы барлық эндогендік айнымалының өткен мəндерінің плюс орташа 0 жəне ковариациялардың диагоналды матрицасы бар бөлінген лагы түрінде білдіреді. Əрбір теңдеудің бірдей регрессорлары бар жəне теңдеулер арасында өзара шектеулер жоқ болатындықтан, оның өлшемдері қарапайым ең аз квадраттар əдісінің (ЕКƏ) көмегімен бағаланады. Келтірілген нысаннан айырмашылығы VAR-модельдердің рекурсивтік жəне құрылымдық нысандарында оң жақ бөлігіне экзогендік ретінде таңдалған айнымалылардың лагтары ғана емес, сонымен бірге ағымдағы мəндер кіреді, яғни айнымалылар арасындағы бір мезгілдегі байланыстарды беру мүмкіндігі бар.
Матрицалық теңдеулер деңгейінде рекурсивтік жəне құрылымдық VAR бірдей көрінеді: t Y p t p B Y t B Y t B Y t η β + − + + − + + = ... 1 1 0 (1.2) мұндағы β – констант вектор, B 0 , …, B
p – матрицалар, ал η t – қателер. Теңдеуде B 0 матрицасының болуы айнымалылар арасындағы бір мезгілдегі өзара іс- əрекет жасау мүмкіндігін білдіреді. Бір мезгілдегі теңдеулерді бірегейлендіру теориясынан B 0 элементтерінің бірегейлендірілуі үшін кейбір бірегейлендіретін шектеулердің болуы қажет екені белгілі. Рекурсивтік жəне құрылымдық VAR осы бірегейлендіретін шектеулерді əр түрлі қамтамасыз етеді. Рекурсивтік VAR осы шектеулерді механикалық түрде, ал құрылымдық VAR экономикалық теория негізінде қамтамасыз етеді.
7 Рекурсивтік VAR-да бірегейлендіруге 1.2 теңдеуінің рекурсивтік болып саналатындығы есебінен қол жеткізіледі, яғни Y t элементтері бір біріне рекурсивтік түрде əсер етеді деп саналады. Атап айтқанда, əрбір Y t элементіне тек төменгі нөмірі бар Y t
элементтері ғана бір мезгілде əсер етуі мүмкін екенін болжауға болады. Мəселен, бірінші элементке бір мезгілде ешқандай да басқа айнымалы əсер етпейтінін, екінші элементке бір мезгілде тек екінші айнымалының ғана əсер ететінін болжауға болады. Осылайша, рекурсивтік VAR-да қателер теңдеулер бойынша жəне сол сияқты уақыт бойынша өзара байланыспаған. Сондықтан осы модельді бағалау үшін (ЕКƏ) қолдануға болады. Бұл ретте VAR-моделінің рекурсивтік моделі бойынша модельдеу нəтижесі айнымалы тəртібіне елеулі түрде қатысты болады.
Егер рекурсивтік модель бірегейлендіру проблемасын айнымалыларды реттеумен шешетін болса,
онда құрылымдық VAR-модель осы проблеманы модельге макроэкономикалық теориядан алынған шектеулерді енгізумен шешеді. Осылайша құрылымдық модель бұл VAR-модельдің неғұрлым экономикалық негізделген нысаны, ол бір мезгілде іске асырылуы қиын болып табылады. Біз VAR-модельді келтірілген нысанда құрылымдық модельдерді құру үшін қажетті «бір мезгілдегі» айнымалылар үшін теориялық өзара байланыстардың болмауы себепті құратын боламыз. VAR-модельді құрудың күрделілігі айнымалылар санының ұлғаюымен, əсіресе лагтар санының ұлғаюымен елеулі түрде өседі. Бұл ретте күрделіліктің өсуі айнымалылар санының квадратына пропорционалды түрде өседі, салдарынан еркіндік дəрежесі өте жылдам қысқаруда. Еркіндіктің төмен дəрежесі жоғары диперсиялы бағалауға жəне төменгі сапалы болжамға алып келуі мүмкін. VAR-модельді «нөлден» бастап, яғни қандай да болмасын алдын ала бағалауларды пайдаланбастан құру бағаланатын өлшемдер санының бастапқы кезеңде аса жылдам өсуіне байланысты өте қиын болуы мүмкін. Осы себеп бойынша біз VAR-моделі негіз ретінде үшін инфляцияның бағаланған жəне сараланған моделін (1) таңдадық. Бұл VAR-моделіне трансмиссиялық модельдің инфляция моделіне енгізілгендей айнымалылар кіретінін білдіреді, бұл бастапқы кезеңде бағаланатын өлшемдердің санын төмендетуге көмектеседі. Осы барлық айнымалылар эндогендік айнымалылар ретінде қарастырылады, себебі біз инфляцияның əсер ету функцияларының барынша көп санын құрғымыз келеді. Міндеттің көлемін азайту үшін эндогендік айнымалылар ретінде қажет болған кезде бастапқы айнымалыны емес, оның лагын VAR-моделіндегі инфляцияның теңдеуі тиісті лагтармен алынған айнымалылар (1) барынша көп болатындай аламыз. Нөл лагы бар 1- теңдеуге кіретін айнымалылардың (инфляцияны қоспағанда) VAR-моделінің таңдалған нысанына (келтірілген) байланысты VAR-моделіне сол лагпен кіре алмайтыны анық. Олардың ең үлкені 1-лагпен кіре алады. Бұл ретте VAR-моделінде инфляция теңдеуінен «бір мезгілдегі» айнымалыларды (1) олардың лагтарына ауыстыру жүргізіледі, бұл инфляция теңдеуі үшін детерминация коэффициентін төмендете алады. Жоғарыда айтылғандар негізінде эндогендік айнымалылар ретінде инфляция теңдеуінің (1) INFSA, INFSA(-2), DLOG(INDIMPRICE(-2)), DLOG(WAGE), DLOG(M3(-4)), D(EXRATE(-3)), DLOG(GDP(-2)), D(OILPRICEWORLD) жəне DLOG(KREDECON) айнымалылары іріктелді. Қалған DUMMY1999Q2 айнымалыны жəне с константасын экзогендік айнымалылар ретінде анықтаймыз. Айнымалыларды осындай таңдау кезінде VAR-моделі үшін лагты 1-ге тең етіп алса жеткілікті. Құрылған VAR-моделі 1-қосымшада көрсетілген. Онда «бір мезгілдегі» айнымалылар олардың лагтарына ауыстырылған, күтуге қарамастан, инфляция теңдеуі үшін детерминация коэффициентін барынша төмендетті (0,959-дан 0,854-ға дейін). Детерминация коэффициенті қалған теңдеулер үшін де барынша жоғары (мұнайдың əлемдік бағаларының теңдеуін
8 қоспағанда). Мұнайдың əлемдік бағаларының теңдеуі үшін детерминацияның төмен коэффициенті барынша объективті, себебі мұнайдың əлемдік бағалары Қазақстанның макроэкономикалық көрсеткіштерімен анықталмайды. Эндогендік айнымалылар қатарына мұнайдың əлемдік бағалары инфляцияның жəне ЖІӨ-ның осы бағалардың күйзелісіне əсер етуін алу ниеті себебі бойынша енгізілді, сондықтан мұнайдың əлемдік бағаларының теңдеуі үшін детерминацияның төмен коэффициенті біз үшін маңызды емес.
жүктеу/скачать 0,73 Mb. Достарыңызбен бөлісу:
|